Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri

DPT – UZMANLIK TEZLERİ
DÖVİZ KURU DALGALANMALARININ
ASİMETRİK ETKİLERİ:
TÜRKİYE ÖRNEĞİ
ŞUBAT 2005
YAYIN NO: DPT: 2682
DÖVİZ KURU DALGALANMALARININ
ASİMETRİK ETKİLERİ:
TÜRKİYE ÖRNEĞİ
Dr. Nazire Nergiz DİNÇER
Uzmanlık Tezi
EKONOMİK MODELLER VE STRATEJİK ARAŞTIRMALAR
GENEL MÜDÜRLÜĞÜ
ŞUBAT 2005
ISBN 975 – 19 – 3994 - 2. (basılı nüsha)
975 – 19 –…. - . (elektronik nüsha)
Bu Çalışma Devlet Planlama Teşkilatının görüşlerini yansıtmaz. Sorumluluğu yazarına aittir. Yayın ve referans
olarak kullanılması Devlet Planlama Teşkilatının iznini gerektirmez; İnternet adresi belirtilerek yayın ve referans
olarak kullanılabilir. Bu e-kitap, http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dinçernn/dovizkur.pdf adresindedir.
Bu yayın 400 adet basılmıştır. Elektronik olarak, 1 adet pdf dosyası üretilmiştir
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
İÇİNDEKİLER
GİRİŞ.......................................................................................................................
1
1. TÜRKİYE EKONOMİSİNE GENEL BİR BAKIŞ.............................................
4
2. REEL DÖVİZ KURUNUN BELİRLENMESİ...................................................
12
2.1. Satın-alma Gücü Paritesi Hipotezi (SAG)......................................................
12
2.2. Parasal Yaklaşım.............................................................................................
15
2.3. Portföy Yaklaşımı...........................................................................................
16
2.4. Üretkenliği Baz Alan Yaklaşım......................................................................
17
2.5. Ödemeler Dengesi Yaklaşımı.........................................................................
18
2.6. Diğer Yaklaşımlar...........................................................................................
18
2.7. Kamin ve Rogers Modeli................................................................................
18
2.8. Türkiye için Reel Kur Modeli Tahmini..........................................................
21
3. TÜRKİYE EKONOMİSİNDE REEL KURUN ASİMETRİK ETKİLERİ........
27
3.1. Metodoloji: Asimetrik Etkilerin Test Edilmesi...............................................
32
3.1.1. Kurun Asimetrik Etkilerinin Hesaplanması.............................................
33
3.1.2. Reel Kur Şoklarının Değişkenler Üzerindeki Asimetrik Etkilerinin
İncelenmesi........................................................................................................
34
3.2. Analizler............................................................ .............................................
38
3.2.1. Reel Kur Şoklarının Dayanıklı Tüketim Üzerine Etkileri........................
38
3.2.2. Reel Kur Şoklarının Özel Dayanıksız Tüketim Üzerine Etkileri .............
45
3.2.3. Reel Kur Şoklarının Kamu Tüketimi Üzerine Etkileri.............................
48
3.2.4. Reel Kur Şoklarının Özel Yatırım Üzerine Etkileri.................................
52
3.2.5. Reel Kur Şoklarının Kamu Yatırımı Üzerine Etkileri..............................
57
3.2.6. Reel Kur Şoklarının İhracat Üzerine Etkileri.........................................
60
3.2.7. Reel Kur Şoklarının İthalat Üzerine Etkileri........................................
65
3.2.8. Reel Kur Şoklarının Fiyatlar Üzerine Etkileri.........................................
68
3.2.9. Reel Kur Şoklarının Faiz Oranları Üzerine Etkileri................................
73
3.2.10. Reel Kur Şoklarının Bankalararası Faiz Oranları Üzerine Etkileri......
77
i
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
3.2.11. Reel Kur Şoklarının M0 Üzerine Etkileri...............................................
3.2.12. Reel Kur Şoklarının M1R Üzerine Etkileri............................................
3.3. Analizlerin Değerlendirilmesi.........................................................................
4. SONUÇ................................................................................................................
81
86
89
93
ABSTRACT............................................................................................................
96
EK. Modellerin Detaylı Sunumu.............................................................................
103
ii
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
TABLOLAR
2.1. Artırılmış Dickey Fuller Testleri..........................................................................
23
2.2. Reel Kur Denkleminin İstatistikleri.....................................................................
24
2.3. Hata Teriminin ADF Testi...................................................................................
25
3.2.1.1. Özel Dayanıklı Tüketim VAR Modelinin İstatistikleri..................................
42
3.2.1.2. Özel Dayanıklı Tüketimin Yapısal Modeli....................................................
43
3.2.1.3. Özel Dayanıklı Tüketimin Yapısal Modelinin Ekonometrik Testleri............
43
3.2.1.4. Reel Kur Şoklarının Özel Dayanıklı Tüketimi Üzerine Etkilerinin Test
Edilmesi .....................................................................................................................
44
3.2.2.1. Özel Dayanıksız Tüketim VAR Modelinin İstatistikleri...............................
45
3.2.2.2. Özel Dayanıksız Tüketimin Yapısal Modeli..................................................
47
3.2.2.3. Özel Dayanıksız Tüketimin Yapısal Modelinin Ekonometrik Testleri..........
47
3.2.2.4. Reel Kur Şoklarının Özel Dayanıklı Tüketimi Üzerine Etkilerinin Test
Edilmesi......................................................................................................................
48
3.2.3.1. Kamu Tüketimi VAR Modelinin İstatistikleri...............................................
49
3.2.3.2. Kamu Tüketiminin Yapısal Modeli...............................................................
50
3.2.3.3. Kamu Tüketiminin Yapısal Modelinin Ekonometrik Testleri.......................
51
3.2.3.4. Reel Kur Şoklarının Kamu Tüketimi Üzerine Etilerinin Test Edilmesi........
51
3.2.4.1. Özel Sabit Sermaye Yatırımları VAR Modelinin İstatistikleri......................
54
3.2.4.2. Özel Sabit Sermaye Yatırımlarının Yapısal Modeli......................................
55
3.2.4.3. Özel Sabit Sermaye Yatırımlarının Ekonometrik Testleri.............................
56
3.2.4.4. Reel Kur Şoklarının Özel Yatırımlar Üzerine Etilerinin Test Edilmesi........
57
3.2.5.1. Kamu Kesimi Yatırımı VAR Modelinin İstatistikleri...................................
58
3.2.5.2. Kamu Kesimi Yatırımının Yapısal Modeli....................................................
59
3.2.5.3. Kamu Kesimi Yatırımının Yapısal Modelinin Ekonometrik Testleri...........
3.2.5.4. Reel Kur Şoklarının Kamu Yatırımı Üzerine Etkilerinin Test Edilmesi.......
59
60
3.2.6.1. Toplam İhracat VAR Modelinin İstatistikleri................................................
62
3.2.6.2. Toplam İhracatın Yapısal Modeli..................................................................
63
3.2.6.3. Toplam İhracatın Yapısal Modelinin Ekonometrik Testleri..........................
63
iii
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
3.2.6.4. Reel Kur Şoklarının Toplam İhracat Üzerine Etkilerinin Test Edilmesi.......
64
3.2.7.1. Toplam İthalat VAR Modelinin İstatistikleri.................................................
67
3.2.7.2. Toplam İthalatın Yapısal Modeli...................................................................
67
3.2.7.3. Toplam İthalatın Yapısal Modelinin Ekonometrik Testleri...........................
67
3.2.7.4. Reel Kur Şoklarının Toplam İthalat Üzerine Etkilerinin Test Edilmesi........
68
3.2.8.1. Fiyatlar VAR Modelinin İstatistikleri............................................................
70
3.2.8.2. Fiyatların Yapısal Modeli..............................................................................
72
3.2.8.3. Fiyatların Yapısal Modelinin Ekonometrik Testleri......................................
72
3.2.8.4. Reel Kur Şoklarının Fiyatlar Üzerine Etkilerinin Test Edilmesi...................
73
3.2.9.1. Faiz VAR Modelinin İstatistikleri..................................................................
75
3.2.9.2. Faizin Yapısal Modeli....................................................................................
76
3.2.9.3. Faizin Yapısal Modelinin Ekonometrik Testleri............................................
76
3.2.9.4. Reel Kur Şoklarının Faiz Oranları Üzerine Etkilerinin Test Edilmesi..........
77
3.2.10.1. Bankalararası Faiz Oranları VAR Modelinin İstatistikleri..........................
78
3.2.10.2. Bankalararası Faiz Oranlarının Yapısal Modeli...........................................
80
3.2.10.3. Bankalararası Faiz Oranlarının Yapısal Modelinin Ekonometrik Testleri..
80
3.2.10.4. Reel Kur Şoklarının Bankalararası Faiz Oranları Üzerine Etkilerinin Test
Edilmesi......................................................................................................................
81
3.2.11.1. M0 VAR Modelinin İstatistikleri.................................................................
83
3.2.11.2. M0’ın Yapısal Modeli.................................................................................
84
3.2.11.3. M0’ın Yapısal Modelinin Ekonometrik Testleri..........................................
85
3.2.11.4. Reel Kur Şoklarının M0 Üzerine Etkilerinin Test Edilmesi........................
85
3.2.12.1. M1R VAR Modelinin İstatistikleri..............................................................
87
3.2.12.2. M1R’nin Yapısal Modeli.............................................................................
88
3.2.12.3. M1R’nin Yapısal Modelinin Ekonometrik Testleri.....................................
88
3.2.12.4. Reel Kur Şoklarının M1R Üzerine Etkilerinin Test Edilmesi.....................
89
3.3.1. Reel Kurun Asimetrik Etkileri..........................................................................
91
3.3.2. Beklenmedik Reel Kur Şoklarının Etkileri.......................................................
92
iv
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
ŞEKİLLER
1.1. Nominal Döviz Kuru Artışı (TL/$)....................................................................
6
1.2. Sermaye Hareketleri..........................................................................................
7
1.3. GSMH Büyümesi (%)........................................................................................
7
2.1. Reel Kur Artış Oranı (TL/$)..............................................................................
24
2.2. Reel Kur Denkleminin Performansı..................................................................
25
2.3. Hata Teriminin İstatistikleri...............................................................................
26
3.2.1.1. Özel Dayanıklı Tüketimin VAR Modeli.....................................................
41
3.2.1.2. Özel Dayanıklı Tüketimin Yapısal Modeli..................................................
44
3.2.2.1. Özel Dayanıksız Tüketimin VAR Modeli.................................................
46
3.2.2.2. Özel Dayanıksız Tüketimin Yapısal Modeli..............................................
47
3.2.3.1. Kamu Tüketiminin VAR Modeli.................................................................
50
3.2.3.2. Kamu Tüketiminin Yapısal Modeli.............................................................
51
3.2.4.1. Özel Sabit Sermaye Yatırımlarının VAR Modeli........................................
53
3.2.4.2. Özel Sabit Sermaye Yatırımının Yıllık Artış Oranları................................
54
3.2.4.3. Özel Sabit Sermaye Yatırımlarının Yapısal Modeli....................................
56
3.2.5.1. Kamu Kesimi Yatırımının VAR Modeli.....................................................
58
3.2.5.2. Kamu Kesimi Yatırımının Yapısal Modeli..................................................
60
3.2.6.1. Toplam İhracatın VAR Modeli....................................................................
62
3.2.6.2. Toplam İhracatın Yapısal Modeli................................................................
63
3.2.7.1. Toplam İthalatın VAR Modeli.....................................................................
67
3.2.7.2. Toplam İthalatın Yapısal Modeli.................................................................
68
3.2.8.1. Fiyatın VAR Denklemi................................................................................
71
3.2.8.2. Fiyatların Yapısal Modeli...........................................................................
72
3.2.9.1. Faizin VAR Modeli.....................................................................................
75
3.2.9.2. Faizin Yapısal Modeli..................................................................................
77
3.2.10.1. Bankalararası Faiz Oranının VAR Modeli................................................
79
3.2.10.2. Bankalararası Faiz Oranının Yapısal Modeli.............................................
80
v
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
3.2.11.1. M0’ın VAR Modeli...................................................................................
84
3.2.11.2. M0’ın Yapısal Modeli................................................................................
85
3.2.12.1. M1R’nin VAR Modeli...............................................................................
87
3.2.12.2. M1R’nin Yapısal Modeli...........................................................................
88
vi
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
ÖNSÖZ
Bu çalışma, Devlet Planlama Teşkilatı Kuruluş ve Görevleri Hakkındaki Kanun
Hükmünde Kararname’si gereğince Planlama Uzmanlık yeterlilik tezi olarak hazırlanmış ve
Mayıs 2003 tarihinde yapılan tez değerlendirmesi ve sözlü savunma sınavlarında başarılı
bulunduktan sonra DPT Yayın Kurulu’nca yayımlanmaya layık görülmüştür.
Bu çalışmaya değerli yorumlarıyla ve önerileriyle katkı sağlayan Ekonomik Modeller
Daire Başkanı Dr. Zafer Mustafaoğlu’na ve Bilkent Üniversitesi Öğretim Görevlisi Doç Dr.
Hakan Berument’e, ayrıca çalışmanın son halini almasındaki yorumlarından dolayı Komisyon
üyelerine teşekkür ediyorum
Tez sürecinde bana manevi destek sağlayan aileme, Ekonomik Modeller
uzmanlarından Mine Ergün ve Eser Pirgan’a Ekonomik Modeller Dairesi uzman yardımcısı
Özgür Pekbaş’a ve İSKGM uzmanı Sedef Yavuz Noyan’a teşekkürü bir borç bilirim.
vii
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
viii
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
GİRİŞ
Döviz kuru bir ülkenin para biriminin başka bir ülkenin para birimine göre değeridir.
Reel kur ise ülkenin rekabet edebilirliğinin bir göstergesidir. Diğer taraftan, çeşitli iç ve dış
şokların etkileri reel kurun uzun dönem değerinden sapmasına neden olur. Özellikle kriz
dönemlerinde bu sapmalar ciddi boyutlara ulaşır. Son on yılda yaşanan ve globalleşmenin
etkisiyle dünya ekonomisini etkisi altına alan Avrupa’da 1992-1993’te kur mekanizmasının
(European Exchange Rate Mechanism) çöküşü, Meksika’da 1994-1995’teki
peso
devalüasyonunun ardından yaşanan Latin Amerika Tekila Krizi ve 1997-1998 Asya krizleri
gibi finansal krizler nedeniyle kur şokları daha yaygın olarak gündeme gelmiştir.
Türkiye 1994 ve 2001 yıllarında iki ciddi finansal kriz yaşamış ve bu krizlerin etkisini
hala yaşamakta olan bir ülkedir. Ülkemizin geçirdiği bu ciddi krizlerde yerel makroekonomik
istikrarsızlık ve yapısal problemlerin rolü çok büyüktür. Diğer taraftan yaşanan iki önemli
krizin dışında dünya ekonomisinde globalleşmenin etkisiyle dünyadaki krizlerden özellikle de
Asya ve Rusya krizlerinden de etkilenmiş ve kur dalgalanmaları gözlenmiştir. Yabancı
yatırımcılar gelişmekte olan ülkelerde, özellikle de şu sıralar ekonomik bir darboğaz yaşayan
Arjantin’de oluşan durum dolayısıyla, makroekonomik problemler ve istikrarsızlık
dönemlerinde sadece sorun yaşayan ülkeye değil aynı kategoride değerlendirdikleri diğer
ülkelere karşı da riskli değerlendirmesi yapmakta ve sermayelerini gelişmiş ülkelere
kaydırmaktadır. Sermaye hareketleri büyük oranda kısa vadeli sermaye hareketlerinden
oluşan Türkiye de bu durumdan olumsuz etkilenmekte ve döviz kurunda ani dalgalanmalar
olabilmektedir. Dolayısıyla, son zamanlarda ekonomi literatüründe önem kazanan kur
şoklarının makroekonomik etkileri ülkemiz için de araştırılması gereken bir konu haline
gelmiştir.
Beklenmedik reel kur şoklarının makroekonomik etkileri üzerinde önemle durulan
inceleme konularından biri haline gelmiştir. Klasik görüş beklenmedik devalüasyonun
ekonomide genişleme etkisi yarattığını savunurken, diğer birçok araştırmacı bunun aksine
1
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
görüş bildirmektedir. Öte yandan, beklenmedik reel kur değerlenmesinin ve değer kaybının
makroekonomik etkilerinin birbirinden farklı olduğunu, bir başka deyişle beklenmedik kur
şoklarının etkilerinin asimetrik olduğunu savunan yeni bir literatür gelişmektedir. Bu konuda
çalışan mikroekonomistlerin hipotezi, firmaların beklenmedik kur devalüasyonu ve değer
kaybı dönemlerinde farklı davranışlar geliştirdikleridir. Bu hipotezlere göre, ihracata dayalı
sektörlerde firmaların sektöre girme ve fiyat belirleme davranışları karı düşürmemek amacıyla
kur değerlenmesi ve kur değer kaybı ortamlarında farklılık gösterebilir. Dahası, ekonomik
ajanlar beklenmedik şokları farklı algılayabilirler. Makroekonomik çerçevede ise Kandil
(2000) geliştirdiği model çerçevesinde beklenmedik kur şoklarının ekonomi üzerinde
asimetrik etki yarattığı sonucuna varmıştır. Kandil (2000)’in sonuçları kurun beklenmedik
değer kaybı durumunda arz kanalının ekonomide daralmaya yol açtığı ve enflasyonist etkiler
yarattığı yönündedir. Beklenmedik kur değerlenmesinde ise net ihracattaki düşüşe bağlı
olarak ekonominin daraldığı ancak enflasyonist etkiler gözlenmediği sonucu bulunmaktadır.
Kurun asimetrik etkilerini inceleyen diğer çalışma olan Kandil ve Mirzaie (2002) ise kurdaki
dalgalanmaların ABD endüstrileri üzerindeki etkilerine odaklanmaktadır. ABD endüstrilerinin
dışa açıklığının çok düşük olduğu göz önüne alınarak yapılan bu çalışma kur
dalgalanmalarının fiyatları etkilediğini ancak üretimi anlamlı bir oranda etkilemediğini
savunmaktadır.
Reel kurun ekonomi üzerindeki olası asimetrik etkilerinin incelenmesinde kullanılacak
metodoloji de üzerinde durulması gereken bir konudur. Asimetrik şoklar ve etkileri ilk olarak
para arzı değişkeni çerçevesinde incelenmeye başlanmıştır. Asimetrik etkilerin incelenmesi
konusunda birçok metodoloji geliştirilmiş olsa da, bunlardan en yaygın olarak kullanılanı
Cover (1992) çalışmasının metodolojisidir. Bu çalışmada para arzı modellenmiş daha sonra
bu modelin şokları pozitif ve negatif bileşenlerine ayırılmış ve bu şokların etkileri
incelenmiştir. Bu çalışmada da bu metodoloji temel alınmıştır.
Beklenmedik kur şoklarının Türkiye ekonomisi üzerine etkilerini inceleyen ve ilerki
bölümlerde sonuçlarına değinilecek birçok çalışma bulunmaktadır. Ancak, reel kur şoklarının
asimetrik etkilerine değinen yalnız bir çalışma vardır. Kandil (2000) reel kurun GSMH ve
fiyatlar üzerinde asimetrik etkiler yarattığı teorisini Türkiye’yi de içine alan bir grup ülke için
Cover (1992) metodolojisini kullanarak ampirik olarak test etmiş ve hipotezini destekleyen
bulgular elde etmiştir. Ancak bu çalışmada reel kurun hangi kanallarla ekonomiyi etkilediği
incelenmemiştir.
2
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Bu çalışmanın amacı, Türkiye için beklenmedik kur şoklarının GSMH’nın bileşenleri
ve parasal göstergeler üzerindeki asimetrik etkilerinin araştırılmasıdır. Bu amaçla GSMH’nın
bileşenleri, parasal göstergeler ve faiz oranları 1987:1-2001:4 dönemini kapsayan üç aylık
veri ile teorilerin ima ettiği şekilde üç ayrı metodoloji kullanılarak modellenmiş ve bu
modellere Cover (1992) çalışmasının ima ettiği çerçevede hesaplanan beklenmedik pozitif ve
negatif kur şokları eklenerek bu şokların etkileri Wald katsayı testi ile incelenmiştir. Böylece,
reel kur şoklarının ekonomiyi hangi kanallar üzerinden etkilediği sorusunun cevaplandırılması
amaçlanmıştır.
Çalışmanın düzeni şöyledir: İlk bölümde Türkiye ekonomisinin son on yıllık gelişimi
özetlenmektedir. İkinci Bölüm reel kur belirlenmesi teorisini, Türkiye’de reel kur belirlenmesi
konusunda yapılan çalışmaları ve Türkiye için yapılmış reel kur modelini anlatmaktadır.
Üçüncü bölüm çalışmanın metodolojisini ve analizleri anlatmaktadır. Son bölümde ise
çalışmanın genel değerlendirilmesi sunulmuştur.
3
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
BÖLÜM 1
TÜRKİYE EKONOMİSİNE GENEL BİR BAKIŞ
Türkiye uzun yıllar kronik yüksek enflasyonla yaşamış, yüzde 5 civarında potansiyel
büyümeye sahip, serbestleşme sürecini tamamlamış, Avrupa Birliği’ne uyum sürecinde
bulunan ve gelişmekte olan bir ülkedir. Bu özellikleriyle Türkiye diğer yükselen
ekonomilerden farklı bir yapıya sahiptir ve araştırmacıların ilgisini çekmektedir. Son 10 yılda
yaşanan iki ciddi finansal kriz ekonomik yapıda derin etkiler yaratmıştır. Bu krizlerin ortak
özelliği, ikisinin de devalüsyonla sonuçlanması ve ekonomi üzerinde ciddi bir daraltıcı etki
yaratmasıdır. Bu çalışmanın hedefi olan devalüasyonun ve kur değerlenmesinin Türkiye
ekonomisi üzerindeki etkilerini incelemeden önce Türkiye ekonomisinin yapısını, son
yıllardaki gelişimini ve ekonomik ilişkileri ortaya çıkarmakta fayda görülmektedir.
1980’ler Türkiye için dışa açılma ve serbestleşme yılları olmuştur. 1978-1980 yılları
arasında yaşanan ciddi borç krizini müteakiben ticarette serbestleşme gerçekleştirilmiş ve içe
dönük ithal ikamesi stratejisi terk edilerek ihracata dayalı büyüme stratejisine geçilmiştir.
Diğer taraftan 1981 yılında faiz oranlarında uygulanan tavan sisteminin kaldırılmasıyla
finansal serbestleşme başlamıştır. 1984 yılında ise Türk vatandaşlarına yabancı para bazında
varlıkları tutma ve yabancı para birimiyle işlem yapma hakkı tanınmıştır.
Finansal ve dış piyasalarla ilgili reformlar devam ederken mali dengeler bozulmuş, bu
durum Merkez Bankasını (TCMB) para politikasında yapısal değişiklikler yapmaya
zorlamıştır. Bunun sonucunda TCMB dolaylı para politikalarını kullanmaya yönelmiştir.
Bankalararası piyasa 1986 yılında, döviz piyasası 1988 yılında, açık piyasa işlemleri ise 1987
yılında hayata geçirilmiş, banka borçlanma ve ödeme oranları 1988 yılında tamamen
serbestleşmiştir.
4
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Serbestleşme hareketleri devam ederken rekabetçi döviz kuru politikası 1981-1988
yılları arasında sürdürülmüş ve bastırılmış reel ücretler rejimi bu politikayı desteklemiştir.
Ancak, uygulanan reel ücret rejimi sürdürülemez hale gelmiş, ciddi biçimde bozulan gelir
dağılımının düzelmesi yönünde baskılar yoğunlaşmış ve 1988’de reel ücretler kabul edilemez
düzeylere inmiştir. Sonuç olarak, 1989-1990 yıllarında reel ücretlerde patlama yaşanmıştır.
Bu durum ve bu durumun getirdiği popülist politikalar, Türkiye’nin kamu maliyesi üzerinde
olumsuz etkiler yaratmıştır. Diğer taraftan 1980’lerin ortalarında Türkiye’de özel sektörün
ihracat performansını artırmaya büyük katkısı olan rekabetçi reel kur politikası, dış borçlarda
sermaye kaybı ve kamu sektörünün ticaret haddinde (terms of trade) özel sektöre göre
bozulma anlamına gelmeye başlamıştır. Yeterli faiz dışı fazla sağlanamadığından 1989 yılında
hükümet reel kur kuralını terk etmiş ve bunun sonucunda kur değerlenmeye başlamıştır.
Bu gelişmelere paralel olarak 1989 yılında Türkiye sermaye hareketlerini
serbestleştirerek bu süreci tamamlamıştır. Ancak makro temelleri oturtmadan, enflasyonu
indirmeden, döviz rezervlerini güçlendirmeden ve bankacılıkta etkin denetim ve gözetim
mekanizmalarını hayata geçirmeden yerli mal ve varlık piyasasını uluslar arası rekabete
açmak piyasanın sağlıklı işleyişini tehlikeye atmak anlamına gelmiştir1. Nitekim, kısa
dönemli dış borçların merkez bankası rezervlerine oranı, finansal derinleşmenin standart
oranları gibi önemli kırılganlık indikatörlerini incelediklerinde Boratav, Yeldan ve Köse
(2001) ve Öniş ve Aysan (2000) Türk döviz piyasasının uluslar arası spekülasyonlara hazır
olmadığını göstermektedirler.
Sermaye hareketlerinin serbestleşmesinin ardından, bankacılık sektörü kısa vadeli
borçlanmalarını uluslar arası piyasalara kaydırmış ve İMKB’ye yönelik yabancı portföy
yatırımları Türkiye’nin cari açığının finansmanına büyük katkı sağlamıştır. Öte yandan
toplam sermaye hareketlerinde kısa vadeli sermaye hareketlerinin payının artması sistemin
kırılganlığını artırmış ve finansal sistem ani sermaye çıkışlarına duyarlı hale gelmiştir.
Ekonomide dolarlaşma trendi başlamış ve ulusal paraya talep azalmıştır. Bu dönemde
bankaların riskleri, iç borçlanma faizlerinin risk priminin artması ile birlikte yüksek değerlere
ulaşmıştır (Ekinci, 1996; Celasun, 2002).
1
Mali serbestleşme ve etkileri konusunda Rodrik (1991) ve Celasun (2002) incelenebilir.
5
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
1990-1994 döneminde, ücretlerin artışı, kamu gelir ve giderlerinin kontrolünü
zorlaştıran fonların kurulması ve populist politikalarla bozulan kamu dengesi artan iç
borçlanma faiz oranlarının getirdiği yüksek faiz ödemeleri ile ekonomi üzerinde gittikçe daha
fazla önem kazanan bir sorun haline gelmeye başlamıştır. Kamu açıklarının yarattığı talep
baskısı, büyümenin artmasına yol açmıştır. Bunun sonucunda, büyümenin istikrarsız hareketi
hem iç dengesizlere hemde dış dengenin bozulmasına yol açmıştır.
Dış dengenin bozulma nedenleri arasında uygulanan kur politikası da bulunmaktadır.
Yabancı sermaye girişlerindeki artış kurda değerlenmeye neden olmuş ve döviz kurunu
değerli tutma politikası uygulanmıştır. Ancak bu durum döviz kuru-faiz makasının açılmasına
yol açmıştır. Dış açığın artmasıyla dış borç stoku önemli miktarlarda artış göstermiştir. İç borç
faizlerinin düşürülmesi amacıyla ihalelerin iptal edilmesi ve borçlanma miktarına sınırlar
getirilmesi denenmiştir. Ancak bu politikalar başarısız olmuş, hükümet borçlanamamış ve
borçlanma gereği Merkez Bankası kaynaklarından (monetization) giderilmiştir. Piyasada fazla
bulunan likidite, kurun değerli tutulması ve devalüasyon beklentileri ile döviz talebi artmış ve
Merkez Bankasının rezervleri düşmeye başlamıştır.
Şekil 1.1. Nominal Döviz Kuru Artışı (TL/$)
250
Yüzde
200
150
100
50
2002:1
2001:1
2000:1
1999:1
1998:1
1997:1
1996:1
1995:1
1994:1
1993:1
1992:1
1991:1
1990:1
1989:1
1988:1
0
Bu gelişmeler sonucunda, 1994 yılında finansal kriz ortaya çıkmış ve nominal kur bir
günde yüzde 39 değer kaybetmiştir. Kriz ile birlikte 1993 yılında 9 milyar dolara ulaşan net
sermaye girişi, 1994’de 4,2 milyar düzeyinde net sermaye çıkışına dönüşmüştür. Milli gelir
yüzde
6
dolaylarında
daralmış
ve
IMF
6
destekli
bir
program
devreye
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
sokulmuştur. Şekil 1.1’de nominal kur, Şekil 1.2’de sermaye hareketleri ve Şekil 1.3’te gayri
safi milli hasılanın (GSMH) 1994 öncesi ve sonrası gelişimi gösterilmektedir.
Şekil 1.2. Sermaye Hareketleri
6000
Milyon $
3000
0
-3000
-6000
-9000
2002:1
2001:1
2000:1
1999:1
1998:1
1997:1
1996:1
1995:1
1994:1
1993:1
1992:1
1991:1
1990:1
1989:1
1988:1
-12000
Özellikle 1994 yılında yaşanan krizin ardından önemi artan kamunun iç borç
yönetiminde en büyük sorun olarak kısa vadeli borçlanma görülmektedir. Son 10 yılda yeni
borçlanmaların borç stokuna oranı yüzde 50 civarında gerçekleşmiştir. Literatürde ponzifinansman olarak geçen iç borç stokunun kısa vadeli çevrilebilmesi kamu sektörünün
önündeki en ciddi sorunlardan birini teşkil etmiştir. Bu durum, Türkiye’nin kısa vadeli
sermaye hareketlerine olan duyarlılığını artıran faktörlerin başında gelmektedir (Özlale ve
Yeldan; 2002).
7
2002:1
2001:1
2000:1
1999:1
1998:1
1997:1
1996:1
1995:1
1994:1
1993:1
1992:1
1991:1
1990:1
1989:1
20
15
10
5
0
-5
-10
-15
1988:1
Yüzde
Şekil 1.3. GSMH Büyümesi (%)
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Pozitif reel faizlerin uygulanması ve yabancı para cinsinden hesapların kullanıma
açılması ile birlikte özel kesim yabancı para cinsinden depozitlere yönelmiş ve yabancı para
ikamesi yaşanmaya başlanmıştır. Bir başka deyişle, 1980 ve 1990’larda finansal derinliğin iki
temel taşı olarak yabancı para cinsinden mevduatlar ve kamu sektörü güvenceleri (security)
gösterilebilir. Ne var ki ekonomideki bu kırılgan havadan en çok etkilenen kesim, ticarete
konu olan malları üreten, üretkenliğin en yüksek olduğu sektörler olmuştur. Türk Lirasının
değer kazanması ve yüksek faiz oranları ihracatı ve girişimcileri engellemiş ve dış ticaret
açığının artmasına yol açmıştır.
Celasun (2002) 1994 sonrası konjonktürü değerlendirirken ele alınması gereken
önemli bir noktanın dış ekonomik konjonktür olduğunu vurgulamaktadır. 1994 yılında
Meksika’nın yaşadığı Peso krizinden sonra sermaye hareketleri yükselen piyasalara
yönelmiştir. 1997 yılında yaşanan Asya krizinden ve özellikle Türkiye’nin çok etkilendiği
1998 Rusya krizinden sonra ise sermaye akımları azalmış ve sorunlar gözlenmeye
başlanmıştır. Bu çerçevede 1996-1997 döneminde yükselen piyasalara yönelen sermaye
hareketlerinden Türkiye de payını almıştır. Bunun sonucunda Merkez Bankası’nın döviz
rezervlerinin artışıyla yaşanan parasal genişleme ile birlikte, milli gelirde ve enflasyonda da
artış yaşanmıştır. Öte yandan, 1998 Rusya krizi Türkiye ekonomisi üzerinde net sermaye
çıkışı (Şekil 1.2), faizlerin yükselmesi ve büyümede düşüş (Şekil 1.3) gibi olumsuz etkiler
yaratmıştır.
Celasun (2002), 1996-1999 para ve kur politikalarının kapsamı hakkında değinilmesi
gereken iki önemli noktaya işaret etmektedir. Bunlardan birincisi, net sermaye girişlerinin cari
işlemler açıklarından fazla olması Merkez Bankası’nın brüt döviz rezervlerinin birikimi ile
sonuçlanmış ve bankaların döviz rezervlerinde önemli bir artış olmamıştır. Bu bağlamda,
TCMB ani sermaye çıkışlarına karşı daha güçlü bir duruma gelmiş ve kamu net dış borcu
azalma göstermiştir. Döviz rezervlerinin büyümesinden kaynaklanan likidite artışı yeterli
ölçüde sterilize edilemediğinden, para arzının denetimi güçleşmiştir.
Para ve kur politikası ile ilgili ikinci değinilmesi gereken nokta reel efektif kurun
değerinin korunmasına çalışılmasıdır. Ancak yine de bu dönemde kur değerlenmesi yaşanmış
8
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
ve dış ticarete konu olan malların göreli fiyatı düşmüş yani rekabet gücü kaybedilmiş, ve cari
işlemler dengesinde bozulma yaşanmıştır.
Özet olarak, Türkiye ekonomisi, 1996-1999 döneminde, artan kamu açıkları, yüksek
enflasyon seviyesi ve dalgalı büyüme yapısı ile istikrarsız bir görünüm arzetmiştir. Artan
kamu açıklarının yurtiçi mali piyasalar üzerindeki baskısının yanısıra bu dönemde yaşanan dış
şokların da etkisiyle reel faizler hızla yükselmiştir. Artan reel faiz oranları, kamu açıklarını
daha da artırmış ve borç-faiz kısır döngüsü sürdürülemez boyutlara ulaşmıştır. 1999 yılında
fiyat artışlarının tekrar hızlanma eğilimine girmesi ve ekonomik aktivitenin önemli ölçüde
daralması şeklinde ortaya çıkan makroekonomik dengelerdeki sürdürülemez yapı kapsamlı bir
programın uygulamaya konulmasını zorunlu hale getirmiştir.
Bu gelişmeler çerçevesinde Aralık 1999’da hükümet, 2002 yılı sonunda enflasyonu
tek haneli rakamlara indirecek, IMF destekli, döviz kurunu nominal çıpa olarak kullanma
stratejisine dayalı dezenflasyon politikasına geçileceğini ilan etmiştir. Üç yıllık olarak
tasarlanan programda parasal kontrolun Merkez Bankasının net iç varlıklarına bir limit
koymak suretiyle sağlanması hedeflenmiştir. Programda kamu sektörünün harcamaları ve faiz
dışı fazlası üzerinde çeşitli hedefler belirlenmiş ve çeşitli yapısal düzenlemelerle para ve kur
politikasının desteklenmesi öngörülmüştür.
Program kurun değer kaybı oranının önceden açıklanan bir takvim çerçevesinde
belirleneceğini ve böylece yıl boyunca kurun gelişiminin izleneceğini duyurmuştur. Bu
amaçla, Merkez Bankası 1 US$ + 0,77 euro içeren kur sepeti belirlemiş ve kur sepetinin Türk
Lirası karşısındaki değişim oranını 1,5 yıl için önceden ilan emiş ve 2000 yılının sonunda
toplam kur değer kaybının yüzde 20 olacağını taahhüt etmiştir. Program bu sayede enflasyon
ataletini (inertia) kırmayı hedeflemiştir.
2000 ekonomik programı teorik beklentiler anlamında olumlu bir başlangıç yapmıştır.
İç borçlanma faizleri hızlı bir düşüş göstermiş, artan kredibilite ve yabancı yatırımcılar için
arbitraj imkanlarının olması sayesinde yaşanan sermaye girişleri ekonomiye olumlu katkı
sağlamıştır. 2000 yılı dezenflasyon programının temel riskleri; kurun değer kazanması, azalan
kur riskinden dolayı dış borçlanmanın artması ve faizlerde beklenen ani düşüşle ekonominin
ısınması olarak sıralanabilir. Bu dönemde, enflasyon beklendiği gibi bir düşüş eğilimine
9
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
girmemiş, bu durum reel kur değerlenmesine yol açmıştır. Yılın ilk yarısında faiz oranlarının
beklentilerin üzerinde düşmesiyle birlikte iç talebin hızla artması, uluslar arası petrol fiyatları
ve buna bağlı olarak enerji fiyatlarındaki artış ve euro/dolar paritesindeki gelişmeler
sonucunda 2000 yılının ikinci yarısında cari işlemler açığı artmıştır. Bu gelişmeler iç ve dış
piyasalarda mevcut kur sisteminin sürdürülebilirliği ve cari işlemler açığının finansmanı
konusundaki endişeleri artırmıştır. Yapısal düzenlemelerinde yeterince etkin olarak
yapılamamasının da yarattığı olumsuz etkiyle, uluslar arası piyasalarda programa olan güven
azalmış, Ağustos ayından sonra faiz oranlarının artış eğilimine girmesine rağmen yeterli
sermaye girişi olmamış ve ciddi bir likidite sorunu ile karşı karşıya kalınmıştır. Ekim ayından
itibaren uluslar arası piyasalarda gelişmekte olan ülkelere yönelik risk algılamasındaki artış
sorunların daha da derinleşmesine neden olmuştur. Bu süreçle gelinen Kasım ayının ikinci
yarısında kısa vadeli faizler hızla yükselirken menkul kıymetler fiyatları hızla düşmüştür.
Yurt dışına önemli miktarda sermaye çıkışı olurken, döviz rezervleri azalmıştır. Bu gelişmeler
döviz kuru üzerinde de baskı oluşturmuştur. Kasım krizi sonrasında alınan önlemler ve IMF
ile varılan anlaşma sonucunda mali piyasalardaki dalgalanmalar kısmen giderilmiş, Merkez
Bankasının döviz rezervleri kısmen artmış ve faiz oranları kriz ortamına göre önemli ölçüde
düşmüştür. Ancak kamu bankaları borçlarını ödeyemeyecek düzeye ulaşmış ve mali kesimin
riskleri ve ekonominin krize karşı duyarlılığı bu ortamda daha da artmıştır. Bu sürecin bir
sonucu olarak Şubat 2001’de yaşanan kriz ekonomik programda radikal değişikliklerin
yapılmasını zorunlu kılmış ve Türk lirası diğer paralar karşısında dalgalanmaya bırakılmıştır.
Türk Lirasının bu tarihteki değer kaybı yüzde 40 düzeyindedir. Ekonomik göstergelerin bu
dönemki değişimleri 1994 krizindeki performansları ile birlikte Şekil 1.1, 1.2 ve 1.3’te
gözlenebilir.
2000 Kasım ve 2001 Şubat krizleri sonucu ortaya çıkan yüksek reel faizler ve Türk
Lirasının devalüasyonu bazı bankaları zor durumda bırakmış ve bu bankalar Tasarruf
Mevduatı Sigorta Fonu’na alınmıştır. Bu bankaların yeniden yapılandırılması ve kamu
bankalarına görev zararı karşılığı verilen iç borç senetleri kamunun iç borç stokunu artırmış
ve vade yapısını daraltmıştır. Devlet, borç stokunun çevrilememesi problemiyle karşı karşıya
kalmıştır.
10
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Bu çerçevede, yurtiçi ve yurtdışı piyasalarda kredibilitenin yeniden tesisi, stokun
sürdürülebilir bir hale gelmesi, fiyat istikrarının ve büyüme ortamının sağlanabilmesi
amacıyla Mayıs 2001’de yeni bir ekonomik program uygulamaya konulmuştur.
Programın, 2001 yılının ortasında uygulamaya konulmasına rağmen, krizlerin etkileri
bir miktar kontrol altına alınmış olsa da 2001 yılı makroekonomik değişkenlerinde ciddi
bozulmalar meydana gelmiş ve ekonomi yüzde 9,8 oranında daralmıştır. 2002 yılının ilk
yarısı sonu itibariyle özellikle kurdaki değer kaybı sonucunda kazanılan rekabet gücünün
etkisiyle yaşanan artışa ek olarak stokta da gözlenen ihracat ve stoktaki artışın etkisiyle
toparlanma eğilimi görülmektedir. 2002 yılının ilk yarısında 2001 yılının ilk yarısına göre
ekonomi yüzde 4,7 oranında büyümüştür.
11
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
BÖLÜM 2
REEL DÖVİZ KURUNUN BELİRLENMESİ
Reel döviz kurunun belirlenmesi literatürde hala önemini koruyan konulardan biridir.
Uzun dönemde ve kısa dönemde reel döviz kurunun belirlenmesi konusunda çeşitli teoriler ve
bakış açıları vardır. Bu teorilerin en çok kabul görmüş olanları bu bölümde anlatılacaktır.
2.1. Satın-alma Gücü Paritesi (SAG) Hipotezi
Döviz kurunun belirlenmesinde satın alma gücü paritesi yaklaşımı en çok kabul gören
teorilerden biridir. Bu hipotez Gustav Cassel (1922) tarafından ortaya atılmıştır. Satın alma
gücü paritesi teorisi “dünyada benzer malların benzer fiyatlardan satılması” ilkesini temel
almaktadır. Bir başka deyişle döviz kuru dünyadaki fiyat farklılaşmalarını ortadan kaldıracak
şekilde uyumlaşmalıdır. Mutlak SAG aşağıdaki gibi ifade edilebilir:
p t = p t* / et
(2.1.1)
Burada e nominal döviz kurunu, p yerel fiyatları p* ise yabancı fiyatları ifade
etmektedir.
Mutlak SAG hipotezine göre reel döviz kuru sıfır olmalıdır. Ancak, mutlak SAG
yaklaşımının zayıf bir noktası olarak fiyat endekslerinin benzer mallar içermeyebileceği
görülmektedir. Bu durumda fiyatların benzerliği anlamsız duruma düşmektedir. Eğer mutlak
SAG hipotezinin sağlanmamasına neden olan gümrük tarifeleri, ticarete konu olmayan mallar
gibi faktörler zaman içinde sabit kalırsa, mutlak SAG hipotezinin sağlanmadığı yerde nispi
SAG hipotezi sağlanabilir. Bu nedenle yapılan ampirik çalışmalarda mutlak SAG hipotezi
yerine nispi SAG hipotezi test edilmektedir.
12
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Nispi SAG ise mutlak SAG modelinin farklara uygulanmış biçimidir: kur değişmeleri
enflasyon farklarını karşılar. Bir başka deyişle reel kur sabittir.
1 + π t = (1 + π t* )(1 + e' t )
(2.1.2)
(2.1.2)’de π t enflasyon, π t* dış enflasyon ve e' t ise döviz kurunun değer kaybıdır.
Nispi SAG hipotezi sağlandığında reel kurun değişmiyor olması ülkeler arasındaki
rekabet gücünün de aynı kalabileceği anlamına gelir. Reel şoklar ve paranın etkinliği
(monetary non-neutrality) kısa dönemli ise SAG hipotezinden kısa dönemli sapmalara, ancak
uzun dönemli ise de kalıcı sapmalara neden olabilir. Ancak SAG hipotezinden sapmalar her
zaman için arbitraj imkanlarını etkilemeyeceğinden yabancı kur piyasasının etkinsiz olduğu
anlamına gelmez.
Her ne kadar satın alma gücü paritesinin dayandığı teori ilgi çekici olsa da, veriler,
kısa ve orta dönem kur belirlenmesinde bu teoriyi desteklememektedir. Ampirik çalışmalar
zaman, ülke ve fiyat endeksi seçimlerine oldukça duyarlıdır. Levich (1995) nispi SAG ile
ilgili ampirik çalışmaları üç kategoride değerlendirir.
Birinci kategori altındaki ampirik çalışmalar aşağıdaki denklemde β katsayısının 1’e
eşit olup olmadığını test eder.
et = α + β ( p t − p t* ) + ε t
Frankel (1978), hiperenflasyon ekonomilerinde SAG hipotezinin sağlandığı yönünde
kanıtlar elde etmiş olsa da birçok çalışma bunun aksini savunmaktadır. Bu kategori altındaki
çalışmaların, verinin durağan olmayışını ve nominal kurun içselliğini göz ardı etmek gibi
dezavantajları vardır.
Reel kurun serbest yürüyüş (random walk) özelliği göstermesine karşın SAG
hipotezinin uzun dönemde sağlanmaması alternatif hipotezine ilişkin çalışmalar, bir başka
13
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
deyişle reel kurun durağanlığının test edilmesi, ikinci kategoride yer almaktadır. Adler ve
Lehman (1983), Edison (1987), Huizinga (1987) ve Meese ve Rogoff (1988) bu metodla SAG
hipotezinin sağlanmadığını göstermişlerdir.
Kointegrasyon tekniğini kullanan çalışmalar ise üçüncü kategoride sınıflandırılmıştır.
Corbae ve Quliaris (1988), Enders (1988), Kim (1990), Mark (1990), Fisher ve Park (1991),
Cheung ve Lai (1993) ve Kugler ve Lenz (1993) bu çalışmalardan bazılarıdır. Her ne kadar bu
çalışmalar SAG hipotezi için kanıt sağlasa da Froot ve Rogoff (1995) ekonometrik olarak bu
çalışmaların bir takım noktaları gözardı etmiş olabileceği ve sonuçlar değerlendirilirken de
dikkatli olunması gerektiği hususunda uyarmaktadır.
Bu çalışmalar, SAG hipotezinin bazı ülkelerde, özellikle hiperenflasyonun olduğu
ülkelerde sağlanabileceğini göstermektedir. Ancak bu ülkelerde de yüksek enflasyondan
dolayı yerel para birimi önemini yitirmiş olup dolarlaşma eğilimi gözlenmektedir.
Mustafaoğlu (2000) Türkiye verisiyle yaptığı çalışmada denge reel kurunu SAG
hipotezi çerçevesinde tahmin etmenin uygun olmayacağını savunmaktadır. Zaman içinde reel
kur şoklarının kalıcı olduğu ve SAG hipotezinden sapmaların kısa dönemli olmayıp kalıcı
sapmalara yol açtığı Türkiye örneği için bu çalışmada vurgulanmış ve denge kurunun SAG
hipotezinden sapmalara yol açan faktörler tarafından açıklanması gerekliliği sonucuna
varılmıştır.
Öte yandan SAG hipotezinin sağlanmamasının nedenlerini burada sıralamak uygun
olacaktır:
•
Bu teorinin arkasındaki varsayımlardan biri bireylerin farklı fiyatlarla satılan malları
diledikleri gibi ihraç ve ithal edebilmesidir. Bu sağlanması kolay olmayan bir
varsayımdır. Diğer taraftan yerel piyasaların nispi olarak oligopolistik olması fiyat
farklılığını getiren temel nedenlerden biridir.
•
SAG hipotezinin sağlanması için gerekli olan bir başka koşul ise devlet müdahalesinin
olmamasıdır. Bir başka deyişle, ihracat ve ithalatta kotaların, vergilerin ve tarifelerin
kalkması gerekmektedir.
14
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
•
Ticaret dışı sektörlerin üretkenlik farklılıkları SAG hipotezinden sapmalara neden
olabilir.
•
Zevkler ve tercihler ülkeler arasında farklılaşabilir.
•
Piyasa yapısından kaynaklanan farklılıklar döviz kuruna da yansıyabilir.
2.2. Parasal Yaklaşım
İki para birimi arasında gönüllü bir işlem gerçekleştiğinde, bu durum bir para
biriminde talep fazlası diğer para birimine ise arz fazlası olduğunu gösterir. Eğer para
birimindeki talep fazlasının nedenleri ortaya çıkarılırsa kur belirlenmesinde parasal
yaklaşımın temelleri anlaşılacaktır.
Kurun belirlenmesinde temel oluşturan parasal yaklaşım, SAG teorisinin ve miktar
teorisinin (quantity teori) bir uzantısıdır. SAG hipotezi, kuru iki mal arasındaki nispi fiyat
olarak belirlerken, parasal yaklaşım iki para arasındaki nispi fiyat olarak kabul eder. Bu
bağlamda, kur davranışı iki para arasındaki nispi talebin oluşumunu yansıtır.
Parasal yaklaşıma göre, yerel para birimine olan talebi artıran faktörler, örneğin gelir
artırıcı veya faizleri azaltıcı faktörler, yabancı piyasada yerel para biriminin fiyatını artırır.
Ancak bu yaklaşım, daha standart olan ticaret ve sermaye hareketleri teorileriyle
çatışmaktadır.
Frankel (1976) kur belirlenmesinde parasal yaklaşımı aylık veri kullanarak test
etmiştir ve elde ettiği sonuçlar bu teoriyi desteklemektedir. Ancak, Dornbusch (1980)’un üç
aylık veri, Bilson (1978a)’ın ve Frenkel ve Clements (1981)’in aylık veri kullanarak
gerçekleştirdikleri ekonometrik analizler parasal yaklaşımı desteklememektedir. Bu
çalışmalarda örneklem seti bu tür analizlerin gerektirdiği anlamda yeterli bilgi taşımadığından
ekonomistler farklı teorilere yönelmek yerine farklı ekonometrik analizlere yönelmiş, ve
bunun sonucunda Bilson (1978b) ve Frenkel ve Clements (1981) parasal yaklaşımı savunan
bulgular elde etmişlerdir.
15
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Metodoloji olarak bakıldığında Levich (1995) bu çalışmalara çeşitli eleştiriler
getirmekte ve bir takım ekonometrik eksikliklerin giderilerek bu alanda yeni çalışmaların
yapılmasını gerekli görmektedir.
2.3. Portföy Yaklaşımı
Bu yaklaşımda ekonomik ajanlar yerli ve yabancı varlıklar arasından portföy
oluşturma kararı verirler. Ajanlar, bu araçlar arasından beklenen getirisi en yüksek olanı tercih
ederler. Bu davranış döviz kurunun belirleyicisidir. Portföy yaklaşımı modeli, kuru etkileyen
faktörlerin kapsamlı analizinin yapılabilmesine imkan vermesi açısından oldukça ilgi
çekicidir.
Portföy yaklaşımı alanındaki ampirik çalışmalar iki önemli metodolojik sorunu ima
etmektedir. İlk sorun verilerin kısıtlı olmasıdır; ajanların ellerindeki finansal varlıkları para
birimine göre inceleyebilmek oldukça zordur. Bu veri elde olmadığından farklı değişkenler
kullanarak analizler yapılmakta ancak her kullanılan veri tam olarak istenileni verememekte
ve birtakım varsayımların yapılmasını gerekli kılmaktadır.
İkinci metodolojik sorun ise durağan bir varlık talebi fonksiyonu elde etmenin
zorluğudur. Frankel (1982a) mikro temelli bir ‘sermaye varlığını fiyatlandırma modeli’
(capital asset pricing model) kurulabileceğini savunmaktadır. Ancak bu modelin makroekonometrik bir çerçevede kullanmanın, uluslar arası uyumlaşmanın sağlanabilmesi için
beklenen getirilerdeki değişikliklerin gerekliliği nedeniyle doğru olmayacağı eleştirisini
getirmektedir.
Bu nedenlerden dolayı kur belirlenmesinde portföy yaklaşımı ampirik çalışmalar
tarafından desteklenmemektedir. Branson, Halttunen ve Mason (1977) en küçük kareler
yöntemiyle yaptıkları analizlerle bir başarı elde edememiş olsalar da analizlerini iki aşamalı
en küçük kareler yöntemiyle tekrarlamışlar ve teoriyi destekleyen bulgular elde etmişlerdir.
Frankel (1982b) ise Cochran-Orcutt tekniği ile portföy temelli bir model test etmiş ancak
veriler istatistiki olarak anlamlı gelmemiştir. Bunun üzerine Frankel (1982a) parasal yaklaşım
16
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
ile portföy yaklaşımını sentezleyen bir model kurmuş, portföy değişkenleri istatistiksel olarak
anlamlı katkılar sağlamış, ancak parasal katsayılar istatistiksel olarak anlamsız bulunmuştur.
2.4. Üretkenliği Baz Alan Yaklaşım
Bu yaklaşımın temeli Balassa (1964) ve Samuelson (1964) çalışmalarını müteakiben
Balassa-Samuelson etkisini yansıtmaktadır. Ancak, bu teorinin temelleri David Ricardo’nun
“ekonomik büyüme ile birlikte ticarete konu olmayan malların fiyatının ticarete konu olan
mallara göre daha fazla artacağı” hipotezine dayanmaktadır. Bunun sonucunda, zengin ülkeler
daha yüksek fiyat seviyelerine sahip olmaktadır.
Üretkenliği baz alan yaklaşımın dayandığı temel argümana göre, teknolojik gelişme
ticarete konu olan malların üretildiği sektörler de ağırlık kazanacağından, bu sektörlerdeki
üretkenlik birim işçi maliyetinde düşüşe neden olmaktadır. Azalan birim işçi maliyeti
işgücüne olan talebi artırarak ekonomi genelinde ücretlerin artmasına yol açmaktadır. Öte
yandan, ticarete konu olan malların fiyatları bu mallar rekabete maruz kaldığından uluslar
arası fiyatlar üzerinden belirlenmektedir. Ancak ticaret dışı malların fiyatları yurtiçi
piyasalarda belirlendiğinden, bu fiyatlar artan ücretlerle artmakta ve bu durum para biriminin
değer kazanmasına neden olmaktadır. Bu nedenle, zengin ülkeler teknolojik açıdan da üretken
olduklarından bu ülkelerde tüketici fiyat endeksi düzeyleri daha yüksek değerlerde
seyretmektedir.
Üretkenlik farklılıkları ilk olarak Balassa (1964) tarafından reel kur değerlenmesinin
önemli bir nedeni olarak bulunmuştur. Almanya ve Japonya için zaman serisi kullanarak
Balassa-Samuelson etkisini test eden Hsieh (1982) güçlü üretkenlik etkisinin varolduğunu
savunmaktadır. Reel kurun değer kazanmasında üretkenliğin etkin olduğunu Edison ve
Klovan (1987), DeGregorio ve Wolf (1994) ve Chinn (1997) de desteklemektedir. Ancak
Balassa-Samuelson etkisini ölçen çalışmaların ortak varsayımı üretim faktörlerinin sektörler
ve ülkeler arasında mobil olduğudur. Oysa bu varsayım her zaman gerçekleşmeyebilir. Bu
varsayımların zayıflatılması ticarete konu olan ve olmayan malların talepleri ve fiyatları
konusunda farklılık yaratabilir.
17
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
2.5. Ödemeler Dengesi Yaklaşımı
Bu yaklaşımın temelinde iç ve dış dengenin sağlanması fikri yer almaktadır. İç denge
ekonominin tam istihdam durumunda, bir başka deyişle doğal işsizlik oranında olduğunu
varsaymaktadır. Bu işsizlik oranında reel ücretlerin değişmesi için herhangi bir baskı yoktur.
Dış dengeyle varsayılan ise ödemeler dengesinde dengenin sağlanmasıdır. Ostry (1988) ve
Edwards (1989) ödemeler dengesi yaklaşımını destekleyen bulgular elde etmişlerdir.
Ödemeler dengesi yaklaşımıyla hem satın alma gücü paritesi hem de pariteden
sapmalar açıklanabilmektedir. Ancak bu yaklaşımda da, tam olarak doğal işsizlik oranının
açıklanmaması ve dış dengeyle tutarlı bir döviz kurunun belirlenmesinin oldukça zor olması
gibi problemler bulunmaktadır. Özellikle de kısa dönemli döviz kuru değişimlerinin bu
yaklaşımla açıklanması oldukça zor görünmektedir.
2.6. Diğer Yaklaşımlar
SAG hipotezinden sapmaları tek denkleme indirgenmiş modeller çerçevesinde
ekonomideki
temel
faktörler
etrafında
açıklamaya
çalışmak
reel
döviz
kurunun
belirlenmesinde gündemde olan bir başka yaklaşımdır. Edwards and Savastano (1999) bu
çalışmaların geniş bir incelemesini sunmaktadır. Mustafaoğlu (2000) ise ko-entegrasyon
tekniğini kullanarak Temel Denge Kuru yaklaşımı ile Türkiye için bir uzun dönem kur modeli
tahmin etmiştir. Bu çalışmaya göre Türkiye’de uzun dönem kurun belirleyicileri üretkenlik
farklılıkları, ödemeler dengesi değişimleri, net dış varlık pozisyonu ve petrol fiyatı hareketleri
olarak bulunmuştur.
2.7. Kamin ve Rogers Modeli
Teori bölümünde anlatıldığı üzere, reel kurun belirlenmesinde veriler teoriyi tam
olarak desteklememektedir. Diğer taraftan bu çalışmada reel kurun modellenmesinin amacı
analizlerde kullanmak üzere Türkiye’de reel kuru açıklayan bir denklem üretmektir. Bu
18
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
nedenle, Türkiye’de hangi teorinin reel kuru daha iyi açıkladığı ve tercih edilmesi gerektiği
tartışmaları bu çalışmanın kapsamı dışındadır. Bu çerçevede, bu çalışmada, gelişmekte olan
ülkelerden Meksika ekonomisinin modellendiği Kamin ve Rogers (2000) takip edilmektedir.
Kamin ve Rogers modelinde ekonomiyi etkileyen şoklar açıkça tanımlanmış ve dış şoklar
kontrol altına alınmıştır. Ayrıca, reel kurun etkileneceği bütün kanallar gözönüne alınarak bir
model oluşturulduğundan bu modelin reel kuru iyi tanımlaması beklenmektedir.
Kamin ve Rogers (2000) modeli 12 içsel ve 3 dışsal değişkenden oluşmaktadır. Dışsal
değişkenler; ABD faiz oranları, ABD enflasyonu ve petrol fiyatlarıdır.
Modelin ilk denklemi toplam GSYİH’yı, Y; toplam talep, DD ve net ihracat, NX
bileşenlerine ayırarak ifade etmektedir:
Y = DD + NX
(2.7.1)
İkinci denklem net ihracatı reel kur, RER ile pozitif ilişkilendirmektedir. Üretimdeki
artış ise ithalat talebini artırarak net ihracatta bir düşüşe neden olmaktadır.
NX = a 21 RER − a 22 Y
(2.7.2)
Reel kurun daraltıcı etkisi ve kur bazlı stabilizasyon programlarına ilişkin literatür iç
talebi etkileyen faktörler konusunda çeşitli değişkenlerden oluşan uzun bir listeye işaret
etmektedir: reel faizler, r; bütçe açığı, BA; reel banka kredileri stoku, RKREDİ; nominal
faizler, i; enflasyon oranı, π; reel kur, RER ve reel ücretler, RW.
DD = −a 31 r + a 32 BA + a 33 RKREDİ − a 34 i − a 35π + a 36 RER + a 37 RW
(2.7.3)
Dördüncü denklem banka kredileri arzını banka sisteminin temel kaynakları olan borç
verilebilir fonlar yani reel yerel para bulundurulması (money holding), RM ve sermaye
hareketleri, KA ile ilişkilendirmektedir.
RKREDİ = a 41 RM + a 42 KA
(2.7.4)
19
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Beşinci denklem ise standart bir para talebi denklemidir.
RM = a 51Y − a 52 i
(2.7.5)
Nominal faiz, merkez bankası tepki fonksiyonu ile belirlenmiştir. Bu fonksiyon
enflasyon, üretim ve sermaye hareketlerini temel almaktadır.
i = a 61π + a 62 Y − a 63 KA
(2.7.6)
Enflasyon, Kamin (1996) çalışmasında olduğu gibi belirlenmektedir. Reel kurdaki
artış talebin ticarete konu olmayan mallara doğru kaymasına dolayısıyla fiyat seviyesinin
artmasına neden olur. Üretimdeki artış talep artışı nedeniyle enflasyonu artırır. Diğer taraftan,
reel kurdaki değer kaybı ithal edilen malların maliyetini artırdığından enflasyonu artırıcı bir
etki yaratır.
π = a 71 RER + a 72 Y + a 73 E '
(2.7.7)
Net sermaye hareketleri faiz paritesi koşulu (interest parity condition) tarafından
US
belirlenmektedir. Burada, i Amerika faiz oranlarını temsil etmektedir.
KA = a81i − a82 E '−a83 i US
(2.7.8)
Nominal kur ise reel kur, RER; enflasyon, π ve dış enflasyon, πUS tarafından
belirlenmektedir.
E ' = a 91π − a 92π US + a 93 RER
(2.7.9)
Modelde hükümetin reel kuru ödemeler dengesindeki gelişmelere göre ayarladığı
varsayılmaktadır. Bu nedenle net ihracatta ve sermaye hareketlerinde yaşanan olumlu
gelişmelerin kurda reel değerlenmeye neden olması beklenmektedir. Diğer taraftan net ihracat
20
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
petrol fiyatlarından, poil doğrudan etkilenmediğinden, petrol fiyatlarındaki gelişmeler reel kur
denklemine dahil edilmiştir.
RER = −a101 NX − a102 KA − a103 p oil
(2.7.10)
Bütçe açığı, üretimdeki artışla birlikte vergi gelirlerinde gözlenecek artış nedeniyle
azalacak şekilde modellenmiştir. Sermaye hareketlerindeki artış, sağlanan kredibilitenin
katkısıyla hükümetin dışardan borçlanabilme imkanlarını artıracağından ve yatırımcıların bu
davranışlarının hükümeti daha az katı politikalar uygulamaya götüreceğinden bütçe açığını
artıracak yönde etki sağlayacaktır. Öte yandan, enflasyondaki artış daha sıkı mali politikalara
yol açacağından bütçe açığını azaltacaktır.
BA = −a111Y + a112 KA − a113π
(2.7.11)
Son içsel değişken olan reel ücretlerin üretimle pozitif, enflasyonla da negatif ilişkisi
olduğu varsayılmıştır
.
RW = a121Y − a122π
(2.7.12)
12 içsel değişkenden oluşan bu model indirgendiğinde 3 denklemlik öz bir model elde
edilmektedir:
Y = −a'11 π + a'12 RER − a'13 i US
π = a ' 21 RER + a' 22 Y
RER = a '31i US + a '32π + a '33Y
(2.7.1’)
(2.7.2’)
(2.7.3’)
2.8. Türkiye için Reel Kur Modeli Tahmini
Bu çalışmada, Türkiye’de reel kurun belirlenmesi amacıyla Bölüm 2.7 de anlatılan
Kamin ve Rogers’ın 2000 çalışması temel alınmıştır. Bu amaçla, bahsi geçen modelin ima
21
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
ettiği kur denklemi olan (2.7.3’), yapısal vektör oto regresyon (VAR) metodolojisi
çerçevesinde Türkiye’de reel kurun tahmininde kullanılmıştır.
VAR modeli Sims (1980) tarafından Granger nedensellik testini temel alarak
geliştirilmiştir. Modelde yer alan içsel değişkenler hem bu değişkenlerin her biri hem de diğer
içsel değişkenlerin belli bir döneme kadar gecikmeli değerleri ile ilişkilendirilir. Sims, yapısal
modellerdeki içsel-dışsal ayırımını eleştirir ve bu ayrımın suni olduğunu belirtir.
Bu çalışmada kullanılan yapısal VAR modeli aşağıdaki gibi ifade edilebilir:
et = b10 − b12 z t + γ 11 et −1 + γ 12 z t −1 + ε et
(2.8.1)
z t = b20 − b21 et + γ 21 et −1 + γ 22 z t −1 + ε zt
(2.8.1) numaralı gösterimde; et reel döviz kurundaki yüzde artışı, zt diğer ekonomik
değişkenlerin oluşturduğu vektörü (üretim,fiyatlar ve dış faiz), εet ve εzt ise ‘uygun’ hata
terimlerini (white noise disturbance) temsil etmektedir.
Denklem tahmininde kullanılan veriler ve kaynakları detaylı olarak aşağıda
sunulmaktadır.
Bahsi geçen değişkenlerin artırılmış Dickey-Fuller (ADF) testi Tablo 2.1’de
verilmiştir. Bu testin sonuçları reel kur değişkeninin ve bu denklemde kullanılan
değişkenlerin durağan olmadığını, ancak birinci dereceden farklarının durağan olduğunu
(I(1)) göstermektedir.
22
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Değişkenler
rer
Değişkenlerin Tanımları ve Kaynakları
Reel kur verisidir. Hesaplanışı aşağıdaki şekildedir:
E _* p *
RER =
p
Burada E_ nominal döviz kurunu (1 amerikan
doları/Türk Lirası), p* Amerika gayri safi milli
hasıla (GSMH) deflatörünü, p ise GSMH
deflatörünü temsil etmektedir.
:
Bu şekilde hesaplanan reel kur verisinin 3 aylar
itibariyle gelişimi Şekil 2.1’de görülmektedir.
y
:
Devlet istatistik Enstitüsü’nün (DİE) açıkladığı 1987 fiyatlarıyla
GSMH.
i*
:
:
LİBOR faiz oranı
Π
DİE’nin açıkladığı GSMH deflatörü
Tablo 2.1. Artırılmış Dickey Fuller Testleri (ADF)
Değişkenler1
eend
y
libor
pend
Birinci fark2
-4.01***
-2.71*
-2.82*
-3.01**
Seviye
-1.80
-1.46
-1.77
-0.19
(1) Test, değişkenlerin logaritmalarına uygulanmıştır.
(2) *, ** ve ***, sırasıyla yüzde 10, yüzde 5 ve yüzde 1 düzeyinde istatistiksel
olarak anlamlılığı ifade etmektedir.
23
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Şekil 2.1. Reel Kur Artış Oranı (TL/$)
60
Yüzde
40
20
0
-20
2002:1
2001:1
2000:1
1999:1
1998:1
1997:1
1996:1
1995:1
1994:1
1993:1
1992:1
1991:1
1990:1
1989:1
1988:1
-40
Türkiye’de reel kur Kamin ve Rogers modeli temel alınarak modellenmiştir. ADF
testlerinin sonuçları serilerin birinci dereceden farklarının durağan olduğunu gösterdiğinden
modelde serilerin birinci dereceden farkları kullanılmıştır. Modelde kullanılan metod yapısal
VAR’dır. Yapısal VAR modeli değişkenlerin 4 gecikmesi ile tahmin edilmiştir. Bunun sebebi
3 aylık veri ile çalışıldığından bir yılın yeterli bilgiyi taşıdığının düşünülmesidir. Türkiye’de
üç aylık GSMH verileri 1987’den başladığı için çalışma 1987:1-2001:4 dönemini
kapsamaktadır. Modelde mevsimsel etkinin ortadan kaldırılması amacıyla mevsimsel kukla
değişkenleri dışsal olarak kullanılmıştır. Modelin diğer dışsal değişkenleri ise 1994 krizi ve
2001 yılında yaşanan 11 Eylül saldırılarını kapsayacak kukla değişkenlerdir. Bu kukla
değişkenler, kriz dönemlerinde 1 diğer dönemlerde ise 0 değerini almaktadır.
Modelin performansı Şekil 2.2’de görülmektedir. Şekilde görüldüğü üzere hata terimi
çoğunlukla yüzde 5 bandında seyretmektedir. Ayrıca, hata teriminde sistematik bir hareket
görülmemektedir. Tablo 2.2’te görülen denklemin R-karesi denklemin açıklayıcılığının
yüksek olduğunu göstermektedir.
Tablo 2.2. Reel Kur Denkleminin İstatistikleri
Örneklem:1988:2-2001:4
R-kare
Uyarlanmış R-kare
Standard Hata
Hata Karelerinin Toplamı
Log Likelihood
Durbin-Watson
0.884715
0.785332
0.041167
0.049147
115.0159
2.038099
Bağımlı Değişkenin Ortalaması
Bağımlı Değişkenin Standard Sapması
Akaike Kriteri
Schwarz Kriteri
F-istatistiği
F-olasılık
24
0.004167
0.088852
-3.236940
-2.288019
8.902055
0.000000
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Şekil 2.2. Reel Kur Denkleminin Performansı
0 .3
0 .2
0 .1
0 .0
0 .1 0
-0 .1
0 .0 5
-0 .2
0 .0 0
-0 .0 5
-0 .1 0
89
90
91
92
93
94
95
96
97
98
G e rç e k le ş m e
H a ta T e rim i
99
00
01
T a h m in
Tablo 2.4 reel kur denkleminin hata teriminin durağanlık testini sunmaktadır. Bu teste
göre hata terimi yüzde bir anlamlılık düzeyinde durağandır.
Tablo 2.3. Hata Teriminin ADF Testi
ADF Test İstatistiği
-4.288394
1% Kritik Değeri*
5% Kritik Değeri
10% Kritik Değeri
-3.5745
-2.9241
-2.5997
Şekil 2.3 reel kur denkleminin hata teriminin (εet) dağılımını göstermektedir. Bu
istatistiklere göre, hata teriminin ortalaması 0 ve Jarque-Bera testinin olasılığı 0’dan farklı
olduğundan hata terimi normal dağılımlıdır.
Bu çalışmada önemli olan beklenmedik reel kur şokları olduğundan reel kur
denkleminin tahmin edilebilirliğinin (predictability) yüksek olması gerekir. Yapılan testlerin
ışığında bu model, Kamin ve Rogers teorik modelinin paralelinde Türkiye ekonomisi için reel
kuru açıklayan iyi tanımlı ve tahmin edilebilirliği yüksek bir model olarak kabul edilebilir.
25
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Şekil 2.3. Hata Teriminin İstatistikleri
10
Seri: Reel Kur Denkleminin Hata Terimi
Örneklem 1988:2 2001:4
Gözlem 55
8
6
4
2
0
-0.05
0.00
Ortalama
Medyan
Maksimum
Minimum
Std. Sapma
Eğrilik
Kurtosis
4.76E-17
-0.001351
0.072255
-0.086705
0.030168
-0.205526
3.291491
Jarque-Bera
Olasılık
0.581923
0.747545
0.05
26
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
BÖLÜM 3
TÜRKİYE EKONOMİSİNDE REEL KURUN ASİMETRİK
ETKİLERİ
Kurdaki değişimin ekonomi üzerindeki olası etkileri üzerine çok sayıda çalışma
bulunmaktadır. Dornbusch (1988) çalışmasında yer alan geleneksel görüşe göre, yerel para
biriminde meydana gelecek bir değer kaybı ekonomi için canlandırıcı etki yaratacaktır. Bu
canlanmanın temel sebebi olarak da yerli malların fiyatlarının yabancı malların fiyatlarına
göre düşüş kaydetmesidir. Dolayısıyla, rekabetin etkisiyle tüketicilerin harcamalarını yabancı
mallardan yerel mallara kaydıracağı varsayılmıştır.
Diğer taraftan kurdaki değer kaybının ekonomide daraltıcı etki yaratacağını savunan
çalışmalar da bulunmaktadır. Meade (1951) eğer Marshall-Lerner kuralı sağlanmazsa kurdaki
değer kaybının ekonomiyi daraltacağını savunmaktadır. Bir başka deyişle, eğer ihracatın ve
ithalatın fiyat esnekliklerinin toplamı biri geçmezse, devalüasyon cari işlemler dengesinde
bozulmaya neden olur. Dolayısıyla devalüasyon toplam talebi azaltır. Krugman ve Taylor
(1978) ihracata ve ithalata dayalı rekabetçi endüstrilerde kurda gözlenen değer kaybıyla
beklenmedik karın artabileceği teziyle bu görüşe destek verenlerdendir. Bu teze göre, eğer
fiyatlar ve ücretler arasında bir gecikme varsa ve eğer karın marjinal tasarruf eğilimi ücretin
marjinal tasarruf eğilimine göre daha yüksekse yurtiçi tasarruf artar ve bunun sonucunda da
reel üretim azalır. Bruno (1979)’a göre ise ara malı ithal eden ülkelerin para birimi değer
kaybettiğinde aramalı maliyeti artar ve bu durum üretimde düşüşe yol açar.
Çeşitli teorilere göre kurdaki değer kaybının ekonomide daralmaya neden olacağı
kanallar aşağıdaki gibi sıralanabilir:
•
Eğer ekonomide bütün fiyatlar esnek değilse, devalüasyondan sonra nominal
ücretlerde, para arzında ve kredi büyüklüklerinde ihraç mallarının değerine göre reel
27
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
bir düşüş meydana gelir. Bu değişkenlerde meydana gelebilecek düşüş iç talebi,
dolayısıyla ekonomiyi, daraltabilir.
•
Devalüasyon gerçekleştiğinde, dış borç stoku da aynı oranda artar ve firmaların ve
bireylerin yabancı paraya endeksli sorumluluklarının yerel para birimi cinsinden
değeri de yükselir. Bu durum özellikle dolarlaşmanın ciddi boyutlara ulaştığı ülkeler
için önem arz etmektedir. Yabancı para birimi cinsinden ya da yabancı para birimine
endeksli borçları olan kişiler ve firmalar devalüasyon sonucunda ciddi zararlar
görürler. Bu nedenle bu kişilerin bütçelerini revize etmeleri ve harcamalarında
kısıntıya gitmeleri gerekir. Devalüasyon nedeniyle ciddi kayıplar yaşayan bankaların
reel sektöre kredi açmaları beklenemez, dahası kredileri ödeme gününden önce geri
çağırmaları bile söz konusu olabilir. Bu durum firmalar üzerinde negatif etki
yaratmakta ve ekonomide daralmaya neden olmaktadır.
•
Devalüasyondan sonra fiyatların uzun dönem dengelerine varmaları vakit alır, bu
durum beklenen enflasyonu artırdığı gibi reel kurun değer kaybı beklentilerini de
artırır. Bütün bunlar ekonomi için negatif sinyallerdir, ekonomik ajanların güvenini
sarsar ve ekonomide daralmaya yol açar.
•
Devalüasyonlar genelde sermaye çıkışları ile birlikte gerçekleşir. Devalüasyonla veya
daha önce, yüklü miktarda yabancı sermaye diğer ülkelere gider ve devalüasyonun ilk
aşamalarında büyük oranda geri dönmez. Bu durum ekonominin büyümesini engeller
ve daralmaya neden olur.
•
•
Devalüasyonlar genelde gelir dağılımını etkiler. Eğer gelir, devalüasyon sonucunda,
marjinal tüketim katsayısı yüksek gruplardan, marjinal tüketim katsayısı düşük
gruplara dağılırsa bu da ekonomide daraltıcı etki yaratır.
•
•
Hükümetler devalüasyonlar sonucunda enflasyon etkilerini azaltmak üzere daraltıcı
politikalar izleyebilirler.
28
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
•
Eğer ülkenin reel sektörü üretimde büyük oranda ithal edilmiş aramalı kullanıyorsa,
devalüasyon sonucunda maliyette artış olur. Bu bağlamda, arz eğrisi yukarıya kayar ve
üretimde azalma olur.
Ampirik çalışmalara bakıldığında ise her iki görüşü de destekleyen çalışmalar olduğu
görülmektedir. Edwards (1985) yerel para birimindeki değer kaybının ilk etkilerinin daraltıcı
olduğunu, ancak bir sene sonra ekonomide genişlemeye yol açtığını savunmaktadır. Bu
çalışmaya göre, reel devalüasyonun uzun dönemde ekonomide reel etkisinin kalmadığı
gözlenmektedir. Edwards 1989 yılında “panel data” kullanarak gerçekleştirdiği çalışmasında
reel GSMH’yı nominal ve reel kur, kamu harcamaları, ticaret hadleri ve para arzı ile
açıklamaya çalışmıştır. Sonuçlar, diğer faktörler sabit kaldığında bile devalüasyonun
gelişmekte olan ülkelerde daraltıcı etki yarattığına işaret etmektedir. Agenor (1991) konuya
başka bir bakış açısı getirerek devalüasyonu beklenen ve beklenmeyen olarak ayrı ayrı
değerlendirmiş ve beklenen devalüasyonun ekonomi üzerindeki etkisinin daraltıcı,
beklenmedik devalüasyonun ise genişletici olduğunu savunmuştur.
Öte yandan devalüasyonun ülke ekonomileri üzerine etkileri konusunda yapılan
çalışmaların bazıları VAR metodolojisini kullanmaktadır. Rogers ve Wang (1995) üretim,
kamu harcamaları, enflasyon, reel kur, ve para genişlemesi olmak üzere beş değişken
kullanarak Meksika ekonomisi için 1977-90 dönemini içeren bir VAR modeli kurmuştur. Bu
modele göre, reel kur devalüasyonu üretimde azalmaya neden olmuştur. Meksika ekonomisi
üzerine Copelman ve Werner tarafından 1996 yılında yapılan çalışmaya göre, devalüasyonun
ardından reel sektöre yönelen kredilerde bir daralma ve ülke üretiminde düşüş olduğu
saptanmıştır. Bu çalışmaya göre reel kur düzeyine gelen şokların üretim üzerinde herhangi bir
etkisi yoktur. Bu durum, devalüasyonun daraltıcı etkisinin reel kurdaki düzey değişimindense,
nominal kurdaki değişim oranıyla ilişkili olduğunu göstermektedir. VAR metodolojisi
kullanarak Meksika ekonomisinde reel kur ve üretim arasındaki ilişkileri inceleyen Kamin ve
Rogers (2000) çalışması, korelasyon ve ters nedensellikler kontrol edildikten sonra bile reel
devalüasyonun yüksek enflasyona ve ekonominin daralmasına neden olduğu sonucuna
varmıştır.
Reel kurun ekonomi üzerindeki etkilerini araştırmak üzere VAR ve regresyon
haricinde metotlar kullanan çalışmalar da bulunmaktadır. Mills ve Pentecost 2000 yılında
29
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
koşullu hata düzeltme modeli (conditional error correction model) ile Avrupa Birliği’ne aday
ülkeler üzerine bir çalışma yapmıştır. Bu çalışma, reel kur değer kaybının Polonya’yı pozitif
etkilediğini, Macaristan ve Çek Cumhuriyeti üzerinde herhangi bir etki yaratmadığını ve
Slovakya’yı da negatif etkilediğini göstermektedir.
Domaç (1997), Türkiye verisini kullanarak 1960-1990 dönemi için beklenmedik kur
değişimlerinin ekonomi üzerinde olumlu etki yarattığını ancak beklenen kur değer
kayıplarının ekonomi üzerinde herhangi anlamlı bir değişime yol açmadığını göstermektedir.
1987:1-2001:3 döneminde üç aylık veri kullanarak reel devalüasyonun Türkiye ekonomisi
üzerine etkilerini tartışan Berument ve Paşaoğulları (2002), reel devalüasyonların daraltıcı
etkisi olduğunu savunmaktadır. Dahası dünya faiz oranları, uluslar arası ticaret ve sermaye
hareketleri gibi dışsal faktörler kontrol edildiğinde bile klasik görüşün aksine bu çalışmanın
ampirik sonuçları daraltıcı etkiye işaret etmektedir. Analizler aynı zamanda devalüasyonların
enflasyonist etkilerini de savunmaktadır.
Reel kurun ekonomi üzerindeki asimetrik etkilerini tartışan az sayıda çalışma
bulunmaktadır. Bu çalışmalar genelde mikro temelli modeller üzerine kurulmuştur. Froot ve
Klemperer (1989) borsa fiyatlarının kurdaki hareketlere olan asimetrik tepkilerini piyasanın
asimetrik fiyatlandırması (asymmetric pricing-to-market) ile ilişkilendirmektedir. Piyasaya
göre fiyatlandırma ihracat fiyatlarının yabancı piyasalardaki rekabete göre ayarlanmasıdır.
Knetter (1989)’da bu konuyu aynı çerçevede açıklamaktadır. Knetter’a göre yerel para birimi
değer kazandığında, piyasa payını yüksek tutmak isteyen ihracatçı firmalar kurdaki değer
artışının etkisini yerel fiyatlara yansıtarak satışlarının bir kısmının düşmesine izin vermek
yerine kar paylarını düşürerek satışlarını azaltmamayı tercih etmektedirler. Diğer taraftan,
yerel para birimi değer kaybettiğinde piyasa payını önemseyen ve düşürmek istemeyen
ihracatçı firmalar, karlarını artırma yoluna gitmek yerine satışlarını artırmayı tercih ederler.
Dolayısıyla, kurda yaşanan değer kaybı sonucunda gözlenen nakit akışındaki (cash flow) artış,
kur değerlenmesi sonucunda azalan nakit akışına göre daha düşük derecededir. Aynı
argümanı savunan diğer çalışmalar Marston (1990) ve Goldberg (1995)’tir. Reel kurun
asimetrik etkileri konusuna Baldwin ve Krugman (1989) ve Dixit (1989) bir başka bakış açısı
getirmektedir. Bu görüşe göre, yeni rekabetçi ihracat firmaları piyasaya yerel paranın değer
kaybettiği dönemlerde girmektedir. Ancak, para değer kazandığında bu firmalar piyasada
kalmayı tercih etmektedirler.
30
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Kur şoklarının ekonomi üzerindeki mikro-ekonomik temelli asimetrik etkilerinin bazı
makroekonomik sonuçları da olmaktadır. İhracatçı firmaların paranın değer kaybettiği ve
değer kazandığı dönemlerde farklı davranışlar göstermesi ve farklı stratejiler izlemesi,
ekonominin tümünü etkileyebilir ve toplam ihracat bu dönemlerde farklılıklar gösterebilir.
Dahası, firmaların asimetrik fiyatlandırma davranışları da ekonominin genelinde kurdaki
beklenmedik şoklara karşı asimetrik tepkiler gösteren genel fiyat düzeyleri ile sonuçlanabilir.
Diğer taraftan, firmaların piyasaya girme kararı (entry decisions) kurdaki şoklara karşı
değişkenlik gösterdiğinden yatırımlarda da asimetrik etkiler beklenebilir. Son olarak da,
beklenmedik kur değerlenmesi ve değer kaybı durumunda üretim alanında faaliyet gösteren
firmaların farklı kararları çerçevesinde ekonomi geneli üretimde asimetrik etkiler beklenebilir.
Sonuç olarak teorik ve ampirik çalışmalar kur değerlenmesi ve değer kaybı dönemlerinde
ekonominin genişlemesine ve daralmasına yol açan farklı kanallar olduğunu ve bu kanalların
yol açtığı etkilerin kümülatif sonucunun değişebileceğini göstermektedir.
Reel kur şoklarının ekonomi üzerinde yarattığı asimetrik etkileri inceleyen iki çalışma
bulunmaktadır: Kandil (2000) ile Kandil ve Mirzaie (2002). Kandil (2000) beklenmedik kur
şoklarını Türkiye’yi de içeren bir grup gelişmekte olan ülke için değer kaybı ve değerlenme
olmak üzere bileşenlerine ayırmakta ve bu şokların büyüme ve enflasyon üzerine etkilerini
incelemektedir. Kandil teorik olarak kurda beklenmedik bir değer kaybının arz kanalından
ekonomide daralmaya ve fiyat enflasyonuna yol açtığını, beklenmedik kur değerlenmesinin
ise net ihracatta neden olduğu düşüşe bağlı olarak ekonomide daralmaya neden olduğunu
ancak enflasyonist bir etki yaratmadığını savunmaktadır. Ampirik sonuçlar, Türkiye için
beklenmedik kur değer kaybının ekonomi üzerinde daraltıcı etki yarattığını, ancak
beklenmedik kur değerlenmesinin ekonomi üzerinde istatistiksel olarak anlamlı bir etkisinin
olmadığını göstermektedir.
Kurun asimetrik etkilerini inceleyen diğer çalışma olan Kandil ve Mirzaie (2002) ise
kurdaki dalgalanmaların ABD endüstrileri üzerindeki etkilerine odaklanmaktadır. ABD
endüstrilerinin dışa açıklığının çok düşük olduğu göz önüne alınarak yapılan bu çalışma kur
dalgalanmalarının fiyatları etkilediğini ancak üretimi anlamlı bir oranda etkilemediğini
savunmaktadır.
31
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
3.1. Metodoloji: Asimetrik Etkilerin Test Edilmesi
Herhangi
bir
ekonomik
değişkende
gözlenen
beklenmedik
değişimlerin
makroekonomik etkileri, üzerinde sıkça durulan ve politika oluşturma aşamalarında önem arz
eden araştırma konularıdır. Ancak, her değişkenin beklenmedik pozitif ve negatif şoklarının
etkileri ekonomiyi aynı miktarda ve aynı yönde etkilemez. Bir başka deyişle bir değişkende
yaşanan beklenmedik düşüş ile beklenmedik artış ekonomiyi aynı oranda etkilemeyebilir.
Literatürde bu tür etkilere asimetrik etkiler denmektedir. Özellikle para arzında yaşanan
şokların etkilerinin asimetrik olduğu çeşitli çalışmalarda savunulmuştur. Bu çalışmalardan
bazıları Cover (1992), Garcia ve Schaller (1999), Karras (1996a,1996b) ve Lenz (1997)’dir.
Beklenmedik şokların makro ekonomi üzerindeki asimetrik etkilerinin incelenmesinde
çoğunlukla iki metot temel alınmaktadır. Bunlardan ilki Markov değişim işlemidir (Markov
Switching Process). Bu metodoloji ilk olarak Hamilton (1989) çalışmasında kullanılmıştır.
Öte yandan asimetrik etkileri inceleyen birçok çalışma Cover (1992) çalışmasının
metodolojisini kullanmaktadır. Para arzının ekonomi üzerinde asimetrik etkileri olduğunu
savunan Karras (1996a, 1996b) ve Lenz (1997), Cover (1992) metodolojisini kullanan
çalışmalardan bazılarıdır.
Cover’ın yaklaşımı iki aşamalı bir süreçtir. İlk aşamada para politikasının içsel
bileşkesini tanımlamak amacıyla para-arzı oluşumu tahmin edilir. Bu denklemin hata terimi
para politikası şoku olarak açıklanabilir. İkinci aşamada, bir önceki aşamada bulunmuş olan
para politikası şokları sistemin çıktısını tahmin eden denkleme, bir başka deyişle para
politikasında yaşanan şokların hangi değişken üzerindeki etkileri incelenmek isteniyorsa o
değişkenin modellendiği denkleme, negatif ve pozitif şokların farklı etkilerinin yansımasına
izin verecek şekilde dahil edilir. Daha sonra pozitif ve negatif şokların etkilerinin eşit olduğu
hipotezi test edilir.
Kandil (2001) bu metodolojiyi kullanarak kamu harcamalarının asimetrik etkiler
yarattığını savunmaktadır. Bu çalışmanın temel aldığı Kandil (2000) ise aynı metodoloji ile
kurdaki beklenmedik dalgalanmaların ekonomi üzerindeki etkilerini incelemektedir. Kandil
(2000)’in sonuçları kurun beklenmedik değer kaybı durumunda arz kanalının ekonomide
32
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
daralmaya yol açtığı ve enflasyonist etkiler yarattığı yönündedir. Beklenmedik kur
değerlenmesi durumunda ise net ihracattaki düşüşe bağlı olarak ekonominin daraldığı ancak
enflasyonist etkiler gözlenmediği sonucu Kandil (2000)’de sunulmaktadır.
3.1.1. Kurun Asimetrik Etkilerinin Hesaplanması
Para arzının ekonomi üzerindeki etkilerini inceleyen Cover (1992) çalışmasının
metodolojisi
kurun
asimetrik
etkilerinin
incelenebilmesi
amacıyla
bu
çalışmada
kullanılmaktadır.
Metodolojinin ilk aşaması Türkiye örneği için reel kurun modellenmesi ve reel kur
şoklarını temsil eden hata teriminin elde edilmesidir. Reel kur modeli olarak bir önceki
bölümde anlatılan ve hata terimi Şekil 2.2’de görülen model kullanılmıştır. Söz konusu hata
terimi, reel döviz kuru şoku anlamına gelmektedir. Bir başka deyişle reel kurun gerçekleşen
artışından ajanların tahminleri çıkatrılarak oluşturulmuştur. Bu şekilde hesaplanan şok
tamamen rastlantısal, bir başka deyişle, yukarıda da anlatıldığı gibi uygun (iid) ve bilgi
kümesindeki diğer değişkenlere göre de dikey (orthogonal) olmaktadır.
Beklenmedik kur şokunun asimetrik etkilerinin incelenmesi amacıyla iki ayrı
birbirinden farklı kur şoku serisinin elde edilmesi gerekmektedir. Cover (1992) çalışması
kullanılarak kur şokları negatif ve pozitif bileşenlerine aşağıdaki şeklide ayrılmaktadır:
post = [1/2]{abs(εet)+ εet}2,
(3.1.1.a)
negt = -[1/2]{abs(εet)- εet},
(3.1.1.b)
Burada εet Denklem 2.8.1 de hesaplanışı anlatılan reel kur şokunu3, Post ve Negt ise
sırasıyla bu şokun pozitif ve negatif bileşenlerini temsil etmektedir. Diğer bir deyişle Post
2
3
Abs mutlak değer fonksiyonunu temsil etmektedir.
Denklemin hata terimi
33
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
beklenmedik reel döviz kuru değer kaybı, Negt ise beklenmedik reel döviz kuru
değerlenmesidir.
3.1.2. Reel Kur Şoklarının Değişkenler Üzerindeki Asimetrik Etkilerinin
İncelenmesi
Bu çalışmada beklenmedik reel kur değerlenmesi ve değer kaybının GSYİH’nın
harcamalar yöntemiyle bileşenleri ve parasal göstergeler gibi çeşitli makroekonomik
değişkenler üzerindeki etkileri incelenmiştir. Cover (1992) bu değişkenlerin kur şoklarıyla
birlikte tahmin edilmesini (joint estimation) önermektedir. Bu amaçla incelemeye dahil edilen
her makroekonomik değişken ayrı ayrı teorinin önerdiği çerçevede üç ayrı metodoloji
kullanılarak modellenmiştir. Üç ayrı metodoloji kullanılarak, sonuçların tutarlılığının
(consistency) ve kullanılan metodolojiye göre değişmezliğinin (robustness) test edilmesi
amaçlanmaktadır.
Kullanılan ilk metodoloji yapısal VAR tekniğidir ve detayları bir önceki bölümde
verilmiştir. Bu çerçevede, her bir makroekonomik değişken teorinin önerdiği makroekonomik
değişkenler açıklayıcı olarak kullanılarak tahmin edilmiştir. Üç aylık veri kullanıldığından
VAR modelleri 4 gecikme ile çalıştırılmaktadır.
Kullanılan ikinci metodoloji VAR modelinin indirgenerek (bir başka deyişle tistatistiği düşük olan değişkenlerin modelden çıkarılması) yapısal modelin elde edilmesidir.
Bu metodoloji, Hendry’nin önerdiği Davidson ve Hendry (1981)’de geliştirilmiş hali bulunan
genelden özele kuramının uygulanmasıdır. Yavan (1992)’de detaylı bir şekilde anlatıldığı
üzere, bu metodolojiye göre genel bir model kurulur, bu model ilgili ekonomik teorinin denge
ilişkisinin öngördüğü bütün değişkenleri kapsar ve sürecin dinamiğini mümkün olan en azda
sınırlar. Model reparametrize edilerek birbirine dik ve teorik olarak yorumlanabilecek
parametreler elde edilmeye çalışılır. Model sadeleştirilerek modelin veri seti ile tutarlı en
küçük versiyonu bulunur. Metodoloji, modelin zayıf yönlerinin bulunması amacı ile, elde
edilen hata terimlerinin ve modelin tahmin gücünün sınanması ile son bulur.
34
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Devlet Planlama Teşkilatı Üç Aylık Makroekonometrik Modelide (DPTMAKROM)
genelden-özele metodolojisi ile oluşturulmaktadır. Burada sunulan denklemler bu anlamda
DPTMAKROM’da yer alan denklemlerin bir versiyonudur. Yapısal modeller ekonometrik
testlerle de sınanmış ve ekonometrik olarak başarılı bulunmuştur.
Üçüncü ve son metodoloji ise VAR modelinin son kestirim hatası kriteri (final
prediction error criteria, FPE) ile indirgenmesidir. Bu modeller genelden özele
metodolojisiyle elde edilen yapısal modellere bir alternatif olarak düşünülebilir4.
Ele alınan makroekonomik değişkenlerin reel kur şoklarından nasıl etkilendiğinin
incelenmesi doğrultusunda Post ve Negt değişkenleri, beklenmedik reel döviz kuru değer
kaybı ve reel döviz kuru değerlenmesini temsilen makroekonomik modellere birlikte tahmin
edilmek (joint estimation) üzere dahil edilmiştir. Metodoloji aşağıdaki şekilde ifade edilebilir:
x t = Γ0 + Γ1 y t + Γ2 pos t + Γ3 neg t + η t
(3.1.2.1)
Burada xt reel kur şoklarından asimetrik olarak etkileneceği varsayılan değişkeni, yt
açıklayıcı değişkenleri, Γ2 ve Γ3 katsayıları ise sırasıyla beklenmedik kur değer kaybı ve
değerlenmesinin xt üzerindeki olası etkilerini ve ηt ise hata terimini temsil etmektedir
(metodoloji Kandil (2002)’de detaylı olarak açıklanmaktadır).
Makroekonomik değişkenlerin pozitif ve negatif kur şokları ile birlikte tahmin
edilmesinde amaç iyi-tanımlı (well-defined) bir modelde pozitif ve negatif kur şoklarının
açıklayıcılıklarının olup olmadığının test edilmesidir. Bu çerçevede, pozitif ve negatif şoklar 4
gecikmeleri ile birlikte modellere dahil edilmiştir. Bu modeller Denklem (3.1.2.1’) gibi ifade
edilebilir.
r
s
n
m
i =0
i =0
i =0
i =0
x t = ∑ α i x t −i +1 + ∑ β i y t −i +1 + ∑ γ t pos t −i +1 + ∑ δ t neg t −i +1 + ε et
(3.1.2.1’)
4
Çalışmanın diğer bölümlerinde E-views paket programı kullanıldığı halde, bu metodoloji için RATS programı
kullanımıştır.
35
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
öyleki 0=x>xt+1 ve 0=y>yt+1. 3.1.2.1’ gösteriminde VAR modellerinde r, s, n, m dört olurken
diğer modellerde dörtten küçük olabilir5.
Analizler bölümünde, yapısal modelden detaylı olarak VAR modelinden ise kısaca
bahsedilecek, ancak indirgenmiş modelin yalnızca sonuçlarına değinilecektir. Öte yandan
bütün değişkenlerin Denklem (3.1.2.1’) sunumları Ek’te verilmiştir.
Denklem (3.1.2.1’) biçiminde sunulan modellerde, reel kurun etkilerinin asimetrik
olup olmadığı Wald katsayı testi (Wald coefficient test) kullanılarak incelenmiştir. Wald test,
test istatistiğini, sıfır hipotezinin ima ettiği katsayı kısıtları olmadan tahmin edilen
kısıtlanmamış
model
çerçevesinde
hesaplamaktadır.
Wald
istatistiği
kısıtlanmamış
tahminlerin sıfır hipotezine ne kadar yakın olduğunu ölçer. Eğer kısıtlar doğru ise
kısıtlanmamış tahminler, kısıtları doğrulayacak şekilde yakın gelir.
Reel kur şoklarının her bir modeldeki asimetrik etkisi Wald katsayı testi kullanılarak
iki aşamalı olarak test edilmiştir. İlk aşamada pozitif ve negatif şokların katsayılarının
gecikmeleri ile toplamlarının birbirine eşit olduğu sıfır hipotezi test edilmiştir. Bir başka
deyişle, Denklem (3.1.2.1’)’de Wald testi uygulandığında sıfır hipotezi aşağıdaki gibidir:
n
m
i =0
i =0
H 0 : ∑γ i = ∑δ i
(3.1.2.2)
Bu hipotezin reddedilmesi söz konusu modelde eşit etkilere sahip olmadığı, bir başka
deyişle reel kur şoklarının modelin bağımlı değişkeni üzerinde asimetrik etkileri olduğu
anlamına gelmektedir.
Reel kur şoklarının modeller üzerinde eşit etkisi olduğu sıfır hipotezi (Denklem
3.1.2.2) reddedildiğinde her bir şokun istatistiksel olarak anlamlı bir etkisinin olup olmadığı
test edilmektedir. Bu bağlamda pozitif şokların katsayılarının kendi gecikmelerinin katsayıları
5
VAR haricindeki modellerde açıklayıcılığı olmayan gecikmeler denklemden elenmektedir.
36
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
ile toplamlarının sıfıra eşit olduğu sıfır hipotezi test edilir. Denklem (3.2.1.2’) üzerine
uygulanan bu sıfır hipotezi aşağıdaki şekilde tanımlanır.
n
H0 : ∑γ i = 0
(3.2.1.3)
i =0
Bu hipotezin pozitif şoklar için reddedilmesi, ele alınan modeldeki bağımlı değişken
üzerinde beklenmedik reel kur değer kaybının, beklenmedik reel kur değerlenmesinden farklı
ve istatistiksel olarak anlamlı bir etkisi olduğu anlamına gelmektedir.
Negatif şokların katsayılarının kendi gecikmelerinin katsayıları ile toplamlarının sıfıra
eşit olduğu sıfır hipotezi Denklem (3.2.1.4)’daki gibi tanımlanır.
m
H 0 : ∑δ j = 0
(3.2.1.4)
j =0
Denklem (3.2.1.2) ve Denklem (3.2.1.4) hipotezlerinin reddedilmesi, ele alınan
modeldeki bağımlı değişken üzerinde beklenmedik reel kur değerlenmesinin, beklenmedik
reel kur değer kaybından farklı ve istatistiksel olarak anlamlı bir etkisi olduğu anlamına
gelmektedir.
İki aşamalı Wald katsayı testi modellenen her bir bağımlı değişken için, bir başka
deyişle beklenmedik reel kur şoklarının etkisinin görülebileceği düşünülen değişkenler için, o
değişkenin VAR modeli, yapısal modeli ve FPE modelinde ayrı ayrı test edilmektedir. Daha
öncede belirtildiği gibi değişkenlerin üç farklı metodoloji kullanılarak modellenmelerinin
nedeni sonuçların değişmezliğinin (robustness) test edilmesidir. Bu nedenle analizlerin
sonuçları değerlendirilirken en az iki modelin ima ettiği sonuçlar geçerli olarak alınıp
tartışılmıştır. Modeller ve testlerin sonuçları bir sonraki bölümde ayrıntılı olarak ele
alınacaktır. Testlerin sonuçları her bir model için ayrı ayrı sunulacak ve tartışılacaktır.
Modellerin Denklem (3.2.1.2’)’teki şekliyle sunumları Ek‘te yer almaktadır.
37
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
3.2. Analizler
3.2.1. Reel Kur Şoklarının Dayanıklı Tüketim Üzerine Etkileri
Reel kur şoklarının özel dayanıklı tüketim üzerindeki etkilerini incelemek amacıyla
yapılan analizlerin ilk aşaması, özel dayanıklı tüketimin teorinin ima ettiği çerçevede
modellenmesidir. Burada bütün tüketim denklemi literatürünün incelenmesi amacımıza
hizmet etmeyeceğinden, sadece temel tüketim teorilerine yer verilmiş ve çalışmada kullanılan
tüketim modellerinin teorik dayanağına açıklık getirilmesine amaçlanmıştır.
Keynes (1936) tüketim ve gelir arasında bir ilişki öngörmüştür. Onun formüllediği
ilişki bir takım önermeler içermektedir. Bunlardan ilki, reel tüketimin reel gelirin durağan bir
fonksiyonu olduğudur. Diğer önemli bir önerme ise marjinal tüketim eğiliminin pozitif olduğu
ancak birden küçük olduğudur. “Mutlak Gelir Hipotezi” (absolute income hypothesis) olarak
anılan bu ilişki birçok ampirik çalışmayla test edilmiştir. Zaman serisi metotlarıyla bu hipotezi
savunan çalışmalardan bazıları Mosak (1945) ve Simithies (1945)’tir. Ancak, Keynes’in
önerdiği ‘mutlak gelir hipotezini’ ampirik olarak test ederken bazı istatistiksel problemlerle
karşı karşıya kalınmaktadır. Bu problemlerin yanı sıra kısa dönemli tahminlerle uzun dönemli
tahminler arasında da farklılıklar oluşmakta ve sonuçlar birbirleriyle tutarlı gelmemektedir.
Bu durum ekonomistleri farklı teorilere yöneltmiştir.
Duesenberry (1949) kısa dönem ve uzun dönem tüketim denklemlerini bağdaştırmak
amacıyla göreli gelir teorisini (relative-income hypothesis) ortaya atmıştır. Duesenberry’e
göre tüketicilerin harcama-tasarruf davranışlarında asıl belirleyici faktör mutlak gelir değil
göreli gelirdir. Özet olarak değinilecek olursa, bu teori, tasarrufun harcanılabilir gelire
oranının, şimdiki harcanabilir gelirin o ana kadar ulaşılmış en yüksek harcanabilir gelire
oranının bir fonksiyonu olduğunu savunmaktadır. Bir başka deyişle, eğer harcanabilir gelir bir
periyotta daha önceki en yüksek seviyesinin altına düşerse tüketiciler tasarruflarını kısarak
harcamalarını savunurlar. Ancak, harcanabilir gelir yüksek bir seviyede seyrederse,
harcamalarını o seviyeye göre düzenlerler ve tasarrufun harcanabilir gelire oranı sabit kalır.
Göreli-gelir hipotezi tüketim davranışını her ne kadar mutlak gelire göre daha iyi açıklıyor
38
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
olsa da bu teorinin de zayıf olduğu noktalar bulunmaktadır. Örneğin, savaş öncesi ve sonrası
dönem için ampirik çalışmaların ima ettiği tüketim eğilimindeki değişimler bu teori ile
açıklanamamaktadır.
Mutlak gelir hipotezine alternatif olarak geliştirilen bir başka teori de kalıcı gelir
hipotezidir (permanent income hypothesis). Friedman (1957) tarafından geliştirilen bu hipotez
tüketicilerin mikro-ekonomik davranışlarını modelleyen tüketim teorileri için de bir temel
teşkil etmiştir. Bu hipoteze göre, harcama yapacak birimin tüketimi (kalıcı tüketim), kalıcı
gelirinin bir fonksiyonudur. Herhangi bir zaman diliminde, harcama biriminin gözlenen
tüketimi, tatil, acil durumlar gibi birçok geçici faktörün etkisi nedeniyle gerçek yani kalıcı
tüketiminden rastlantısal bir biçimde sapmaktadır. Benzer şekilde, ödemelerin zamanlaması,
ekonomik koşullarda yaşanan dalgalanmalar gibi sebeplerden dolayı, gözlenen gelir kalıcı
gelirden farklılaşmaktadır. Ancak uzun dönemde geçici, kısa dönemli faktörlerin etkilerinin
ortadan kalkması ve kalıcı uzun dönem eğilimlerine girmesi beklenir. Özet olarak
Friedman’ın hipotezi şu ilişkileri ima etmektedir: Birincisi, tüketimin beklenen değeri kalıcı
tüketimin bir payıdır; ikincisi bu pay, varlığın (wealth) kalıcı tüketime oranına, faiz
oranlarına, harcama birimlerinin yaşına ve kompozisyonuna göre değişim gösterir. Ampirik
çalışmalardan bazıları Friedman’ın hipotezini desteklerken (Kreinin 1961; Reid 1962) bazı
çalışmaların sonuçları (Bodkin 1959; Bird and Bodkin 1965) bu teoriyi desteklememektedir.
Bu durum bu hipotezin daha fazla araştırılması gerekliliğini ortaya koymaktadır.
Friedman’ın hipotezine benzer bir hipotez Modigliani ve Brumberg (1954) ve Ando ve
Modigliani (1963) tarafından geliştirilmiştir: Yaşam döngüsü Hipotezi (Life-cycle
hypothesis). Yaşam döngüsü hipotezine göre, tüketim ve ölçülebilir gelir ve hatta varlık
arasındaki ilişkide yaş çok önemli bir rol oynamaktadır. Bireyler yaşamları süresince önce
artan belli bir yaştan sonra da azalan bir gelire sahiptirler. Bir başka deyişle çalışma
hayatlarının başlangıcında gelirleri düşüktür, ilerleyen yıllarda ise doruk noktasına ulaşır,
emekli olduklarında ise düşük gelirle hayatlarına devam ederler. Diğer taraftan klasik tüketim
kalıpları çok daha düzgündür. Bunun sonucunda, bireyler, gençken ve emekli olduklarında
tasarruf etmezler, orta yaşlarında ise hem gençliklerinde oluşan borçlarını ödemek hem de
emeklilikleri için para ayırmak güdüsüyle tasarruf ederler. Bu hipotez verilerin ima ettiği
trendleri açıklayabiliyor olsa da bir zayıf noktaya sahiptir. Bugünkü gelirde meydana gelen
39
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
herhangi bir değişiklik gelecekte beklenen gelirde de bir değişiklik yaratmaktadır. Bu durum
gelirdeki değişimlerin geçici olduğu durumlarda yaşam döngüsü hipotezini kullanmayı
zorlaştırmaktadır.
Göreli gelir hipotezi, kalıcı gelir hipotezi ve yaşam döngüsü hipotezi, tüketim ve gelir
arasında Keynes’in öngördüğü biçimde bir ilişki olmadığını ve durağan bir tüketim
fonksiyonu tanımlamanın karmaşıklığını göstermektedir. Ayrıca, bu üç hipotezin ortak
sonucu, bugünkü gelirin durağan bir tüketim denklemi için yeterli açıklayıcılığı olmadığıdır.
Tüketim harcamalarını etkileyen faktörler çok geniş bir çerçevede değerlendirilebilir;
gelirin gecikmeleri, göreli gelir, kalıcı gelir, faiz oranları, varlık, fiyatlar ve çeşitli mikro
değişkenler bir tüketim denkleminde açıklayıcı olarak kullanılabilir. Öte yandan bu kadar
çeşitli değişkeni bir tüketim denkleminde kullanmak teknik olarak mümkün değildir. Bu
nedenle tüketim davranışını açıklayan baskın faktörleri kullanarak durağan bir denklem
oluşturmak çok daha yararlı olacaktır.
Bu çerçevede, bu çalışmada Türkiye’de özel dayanıklı tüketimin modellenmesinde
açıklayıcı değişken olarak gelir, fiyatlar, faiz oranı ve finansal varlık kullanılmıştır.
Denklemlerde değişkenlerin logaritmik birinci dereceden farkları kullanılmıştır. Özel
dayanıklı tüketim fonksiyonu Denklem 3.2.1.1 gibi ifade edilebilir.
Şekil 3.2.1.1’de hata terimi görülen VAR modelinin diğer istatistikleri Tablo
3.2.1.1’de sunulmuştur. Bu istatistiklere göre, denklemin açıklayıcılığı yüksektir. Öte yandan
hata teriminin ortalaması 0 ve dağılımı normaldir. ADF (geliştirilmiş Dickey-Fuller
durağanlık testi) testi ise bu denklemin hata teriminin durağan olduğunu gösermektedir. Bu
çerçevede, VAR modelinin iyi tanımlı olduğu söylenebilir.
Denklem 3.2.1.1
cpd = f(y, p, r, M1R/p, kukla değişkenler)
40
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Değişkenlerin Tanımları ve Kaynakları
Değişkenler
:
Cpd
Dayanıklı özel tüketim; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla
GSMH verilerinden alınmıştır.
:
Y
GSMH; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla GSMH
verilerinden alınmıştır.
:
P
GSMH deflatorü; DİE harcamalar yoluyla GSMH verilerinden
elde edilmiştir.
:
R
Reel faiz oranı; DPT Temel Ekonomik Göstergeler’den alınan
hazine devlet iç borçlanma senetleri, faiz oranı GSMH deflatörü
kullanılarak reel oranlara dönüştürülmüştür.
:
M1R
M1 para arzı + repo miktarları; M1 para arzı, TCMB veri dağıtım
sistemi ve repo miktarı DPT Temel Ekonomik Göstergeler’den
alınmıştır.
s1,s2,s3
:
Mevsimsellik etkilerini bertaraf etmek için kullanılan üç aylık
kukla değişkenler
Diğer kukla :
1994:1 ve 1994:3’te 1, diğer dönemlerde 0 değerini alan ve 1994
değişkenler
krizini kontrol etmek üzere kullanılan kukla değişken; 11 Eylül
2001 terörist saldırılarının etkilerini kontrol etmek üzere
kullanılan, 2001:4’de 1 değerini alan kukla değişken; repo piyasası
verisi 1993 yılında başladığından denklemde herhangi bir değişim
yaratmamak amacıyla kullanılan ve 1993 yılına kadar 0, 1993 yılı
sonrasında ise 1 değerini alan kukla değişken
Şekil 3.2.1.1. Özel Dayanıklı Tüketimin VAR Modeli
0 .2
0 .1
0 .0
0 .1 0
-0 .1
-0 .2
0 .0 5
-0 .3
0 .0 0
-0 .0 5
90
91
92
93
94
95
96
97
G e rç e k le ş m e
H a ta T e rim i
41
98
99
00
01
T a h m in
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.1.1. Özel Dayanıklı Tüketim VAR Modelinin İstatistikleri
Örneklem: 1989:2-2001:4
VAR Modelinin İstatistikleri
R-kare
Uyarlanmış R-kare
Standard Hata
Hata Karelerinin Toplamı
Log Likelihood
Durbin-Watson
0.909126
0.760859
0.040191
0.030691
116.7323
2.135824
Bağımlı Değişkenin Ortalaması
Bağımlı Değişkenin Standard Sapması
Akaike Kriteri
Schwarz Kriteri
F-istatistiği
F-olasılık
0.007946
0.082187
-3.322834
-2.110708
6.131671
0.000060
Hata Teriminin İstatistikleri
Ortalama
Kurtosis
4.09E-18 Jarque-Bera
2.833598 Olasılık
0.903523
0.636506
Hata Teriminin ADF Testi
ADF Test İstatistiği
-4.724841 %1 Kritik Değeri
-3.5682
Dayanıklı tüketim için tahmin edilen ikinci denklem yapısal model olarak
adlandırılmaktadır. Denklem 3.2.1.2’de ve Tablo 3.2.1.2’de detayları sunulan yapısal
modelde, Türkiye örneği için faizin dayanıklı tüketim için açıklayıcı bir değişken
olmadığı görülmektedir. Ancak, DİBS faiz oranının açıklayıcılığı, kullanılabilecek diğer
bir faiz oranı olan mevduat faiz oranlarından daha yüksek olduğundan tercih edilmiştir
Bunun
nedeni,
kullanılan
DİBS
faiz
oranlarının
tüketicilerin
davranışlarını
yansıtmaması olabilir..
Denklem 3.2.1.2
d log(cpd) = c(1) + c(2) * s1 + c(3) * s2 + c(4) * s3 + c(5) * d log(cpd(−2)) + c(6) * d log(cpd(−3))
+ c(7) * d log(cpd(−4)) + c(8) * d log(m1r / p) + c(9) * d log(m1r(−2) / p(−2)) + c(10) * d log(m1r(−4) / p(−4))
+ c(11) * d log(y) + c(12) * d log(y(−1)) + c(13) * d log(y(−3)) + c(14) * d log(y(−4)) + c(15) * d log(p(−1))
+ c(16) * d log(p(−2)) + c(17) * d log(p(−3)) + c(18) * d log(p(−4))
Tablo 3.2.1.2’de sunulan yapısal modelin Durbin-Watson istatistiği yüksek gibi
görünse de Tablo 3.2.1.3’de görülen serisel korelasyon testine göre modelin herhangi
bir istatistiksel problemi yoktur.
42
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.1.2. Özel Dayanıklı Tüketimin Yapısal Modeli
Örneklem: 1989:2-2001:4
Değişken
Katsayı
c(1)
0.082979
c(2)
0.232966
c(3)
-0.182527
c(4)
-0.230549
c(5)
-0.218640
c(6)
-0.424648
c(7)
0.495673
c(8)
0.106642
c(9)
0.144935
C(10)
-0.136705
C(11)
1.435388
C(12)
0.750202
C(13)
0.560033
C(14)
-0.658403
C(15)
-0.246948
C(16)
0.246812
C(17)
-0.327219
C(18)
0.230336
R-kare
U. R-kare
S. Hata
HKT
LL
Durbin-Watson
0.878590
0.817884
0.035426
0.042671
110.9579
2.353215
Std. Hata
0.093029
0.096196
0.148594
0.133075
0.097952
0.112067
0.116585
0.033895
0.043840
0.040796
0.165682
0.154211
0.180766
0.182354
0.082463
0.097263
0.097450
0.077212
BO
BSS
Akaike K.
Schwarz K.
F-istatistiği
F-olasılık
t-İstatistiği
0.891967
2.421788
-1.228363
-1.732473
-2.232112
-3.789232
4.251589
3.146226
3.306009
-3.350958
8.663502
4.864766
3.098115
-3.610575
-2.994633
2.537588
-3.357825
2.983162
Olasılık
0.3787
0.0209
0.2277
0.0923
0.0323
0.0006
0.0002
0.0034
0.0022
0.0020
0.0000
0.0000
0.0039
0.0010
0.0051
0.0159
0.0019
0.0052
0.005671
0.083014
-3.575306
-2.899875
14.47306
0.000000
Tablo 3.2.1.3. Özel Dayanıklı Tüketimin Yapısal Modelinin
Ekonometrik Testleri
Breusch-Godfrey Serisel Korelasyon Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
ARCH Testi:
0.344600
2.916253
Olasılık
Olasılık
0.881480
0.712895
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
0.131087
0.136073
Olasılık
Olasılık
0.718865
0.712217
Yapısal modelin performansı Şekil 3.2.1.3’te görülmektedir. Yüzde 5 bandında
seyreden hata teriminde sistematik hata olmadığı görülmektedir.
Dayanıklı tüketimin son denklemi, son tahmin hatası kriteri ile VAR modelinden
indirgenmiş denklemdir. Bu denklem, analizin sonuçlarının değişmezliğini (robustness)
ölçmek için kurulduğundan sadece sonuçlarına değinilecektir.
43
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Şekil 3.2.1.2. Özel Dayanıklı Tüketimin Yapısal Modeli
0.2
0.1
0.0
0.10
-0.1
0.05
-0.2
-0.3
0.00
-0.05
-0.10
89
90
91
92
93
94
95
Hata Terim i
96
97
98
99
Gerçekleşm e
00
01
Tahm in
Reel kurun özel dayanıklı tüketim üzerine etkilerini incelemek amacıyla, VAR
modeli, yapısal model ve indirgenmiş modele pozitif ve negatif şoklar dört
gecikmeleriyle birlikte eklenmiş ve Wald katsayı testi kullanarak asimetrik etkinin
varlığı incelenmiştir. Tablo 3.2.1.4’ün ilk sütununda asimetri testinin sonuçları
görülmektedir. Wald katsayı testi VAR modeli ve yapısal model için asimetriyi
reddetmektedir. Bir başka deyişle pozitif ve negatif kur şoklarının katsayılarının
toplamının birbirine eşit olduğu sıfır hipotezi kabul edilmiştir. Sadece indirgenmiş
modelde asimetri kabul edilmektedir. Bu durumda beklenmedik reel kur şokunun özel
dayanıklı tüketim üzerinde asimetrik etki yaratmadığı, pozitif ve negatif şokların
etkilerinin ters yönde ve benzer büyüklükte olduğu sonucuna varılmaktadır.
Tablo 3.2.1.4. Reel Kur Şoklarının Özel Dayanıklı Tüketim Üzerine Etkilerinin
Test Edilmesi
VAR Modeli
İndirgenmiş
Model
Yapısal Model
Asimetri Testi
Pozitif şoklar
Negatif Şoklar
0,31
0
(+)**
0,05
0
(+)*
0,54
0
0
44
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
3.2.2. Reel Kur Şoklarının Özel Dayanıksız Tüketim Üzerine Etkileri:
Özel dayanıksız tüketim denkleminde kullanılacak değişkenler dayanıklı tüketim
denkleminde kullanılanlarla paralellik içermektedir. Dayanıksız tüketim denkleminde
kullanılan açıklayıcı değişkenler, gelir, faiz oranları ve finansal varlıktır. Bir başka
deyişle dayanıklı tüketim denkleminden farklı olarak sadece fiyatlar bu denkleme dahil
edilmemiştir. Dayanıksız kur denklemi Denklem 3.2.2.1’deki gibi ifade edilebilir.
Denklem 3.2.2.1
cpn = f(y, r, M2Y/p, kukla değişkenler)
Değişkenlerin Tanımları ve Kaynakları
Değişkenler
:
Cpn
Dayanıklı özel tüketim; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla
GSMH verilerinden alınmıştır.
Denklem 3.2.1.1’in değişkenleri Denklem 3.2.2.1’in değişkenlerini içerdiğinden,
denklemde kullanılan dayanıksız tüketim haricindeki değişkenlerin tanımları ve
kaynakları burada tekrar edilmemiştir6. Modelde kullanılan değişkenler birinci
dereceden logaritmiktir.
Tablo 3.2.2.1. Özel Dayanıksız Tüketim VAR Modelinin İstatistikleri
Örneklem: 1989:2-2001:4
VAR Modelinin İstatistikleri
R-kare
Uyarlanmış R-kare
Standard Hata
Hata Karelerinin Toplamı
Log Likelihood
Durbin-Watson
0.996152
0.992304
0.020906
0.010926
143.0691
2.085979
Bağımlı Değişkenin Ortalaması
Bağımlı Değişkenin Standard Sapması
Akaike Kriteri
Schwarz Kriteri
F-istatistiği
F-olasılık
0.009739
0.238304
-4.590945
-3.606093
258.8779
0.000000
Hata Teriminin İstatistikleri
Ortalama
Kurtosis
-3.82E-17 Jarque-Bera
2.686912 Olasılık
0.336881
0.844982
Hata Teriminin ADF Testi
ADF Test İstatistiği
6
-3.909515 %1 Kritik Değeri
-3.5682
Fiyatlar dahil edildiğinde denklemin açıklayıcılığında artış olmadığından hariç tutulmuştur.
45
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Özel dayanıksız tüketimin, yapısal VAR kullanılarak modellendiğinde büyük
oranda açıklandığı tablo 3.2.2.1’de görülmektedir. Bu denklemin Şekil 3.2.2.2’de
görülen hata terimi ADF testine göre durağandır. Ayrıca Jarque Bera testinin
olasılığının sıfırdan farklı olması hata teriminin normal dağıldığını göstermektedir.
Şekil 3.2.2.1. Özel Dayanıksız Tüketimin VAR Modeli
0 .4
0 .2
0 .0
0 .0 4
-0 .2
0 .0 2
-0 .4
0 .0 0
- 0 .0 2
- 0 .0 4
90
91
92
93
94
95
96
97
G e r ç e k le ş m e
H a ta T e r im i
98
99
00
01
T a h m in
VAR modelinden genelden özele metodolojisi kullanılarak istatistiksel olarak
anlamsız değişkenlerin elenmesiyle elde edilen yapısal model Denklem 3.2.2.2 ve Tablo
3.2.2.2’deki gibidir. Yapısal modelde ortaya çıkan tablo dayanıksız tüketimin kendi
gecikmeleri ve gelir tarafından açıklandığıdır. Dayanıksız tüketim fonksiyonunda birçok
teorinin reddedilmiş olması beklenen bir sonuçtur.
Denklem 3.2.2.2
d log(cpn) = c(1) + c(2) * s1 + c(3) * s2 + c(4) * s3 + c(5) * d log(cpn(−1)) + c(6) * d log(cpn(−2))
+ c(7) * d log(cpd(−3)) + c(8) * d log(cpd(−4)) + c(9) * d log(y) + c(10) * d log(y(−1)) + c(11) * d log(y(−2))
+ c(12) * dum1
Yapısal denklemin hata terimi serisel oto-korelasyon ve koşullu oto-regressif
heteroskedastisity (ARCH) testlerinden geçirilmiştir ve sonuçlar denklemin istatistiksel
olarak bir probleminin olmadığını göstermektedir. Sonuçlar Tablo 3.2.2.3’de
görülmektedir. Yapısal modelin performansı ise Şekil 3.2.2.2’de görülmektedir. Yapısal
modelin hata terimi sistematik bir hatanın yapılmadığını göstermektedir.
46
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.2.2. Özel Dayanıksız Tüketimin Yapısal Modeli
Örneklem: 1989:2-2001:4
Değişken
Katsayı
c(1)
-0.072857
c(2)
0.066635
c(3)
0.141727
c(4)
0.101242
c(5)
-0.827991
c(6)
-0.400420
c(7)
-0.223264
c(8)
0.255902
c(9)
0.402137
c(10)
0.594931
c(11)
0.236141
c(12)
0.054108
R-kare
U. R-kare
S. Hata
HKT
LL
Durbin-Watson
0.992309
0.990342
0.023673
0.024097
134.6157
2.094087
Std. Hata
0.049973
0.072748
0.077808
0.080203
0.142599
0.155361
0.112294
0.100527
0.096074
0.112028
0.127046
0.026604
t-İstatistiği
-1.457929
0.915969
1.821506
1.262320
-5.806426
-2.577351
-1.988202
2.545603
4.185711
5.310564
1.858699
2.033849
BO
BSS
Akaike K.
Schwarz K.
F-istatistiği
F-olasılık
Olasılık
0.1521
0.3648
0.0755
0.2136
0.0000
0.0135
0.0532
0.0146
0.0001
0.0000
0.0699
0.0482
0.008047
0.240880
-4.458752
-4.020789
504.3721
0.000000
Tablo 3.2.2.3. Özel Dayanıksız Tüketimin Yapısal Modelinin
Ekonometrik Testleri
Breusch-Godfrey Serisel Korelasyon Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
1.542488
9.279405
Olasılık
Olasılık
0.199908
0.098425
0.722593
0.740100
Olasılık
Olasılık
0.399192
0.389629
ARCH Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
Şekil 3.2.2.2. Özel Dayanıksız Tüketimin Yapısal Modeli
0.4
0.2
0.0
-0.2
0.05
-0.4
0.00
-0.05
-0.10
89
90
91
92
93
94
95
Hata Terimi
96
97
Gerçekleşme
47
98
99
00
01
Tahmin
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Ayrıntılı olarak incelenilen VAR modeli, yapısal model ve sadece sonuçlarına
değinilecek olan indirgenmiş model kurulduktan sonra pozitif ve negatif reel kur şokları
gecikmeleri ile birlikte modellere dahil edilmiş ve bu değişkenlerin katsayıları
üzerinden Wald katsayı testi kullanılarak reel kurun dayanıksız tüketim üzerindeki
asimetrik etkileri incelenmiştir. Sonuçlar Tablo 3.2.2.4’de görülmektedir.
Tablo 3.2.2.4. Reel Kur Şoklarının Özel Dayanıklı Tüketim Üzerine Etkilerinin
Test Edilmesi
VAR Modeli
İndirgenmiş
Model
Yapısal Model
Asimetri Testi
Pozitif şoklar
Negatif Şoklar
0,26
0
0
0,31
0
0
0,38
0
0
Her üç modele eklenen pozitif ve negatif kur şoklarının gecikmeleri ile birlikte
katsayılarının toplamının birbirine eşit olduğu sıfır hipotezi Wald katsayı testi
tarafından
kabul edilmiştir. Bir başka deyişle beklenmedik reel kur şoklarının
dayanıksız tüketim üzerinde asimetrik etkiler yaratmadığı sonucuna ulaşılmaktadır.
3.2.3. Reel Kur Şoklarının Kamu Tüketimi Üzerine Etkileri
Kamu tüketimi, ekonominin canlanması veya yavaşlaması için hükümet
tarafından kullanılan bir araç olarak düşünülebilir. Bu çerçevede, kamu tüketimini milli
gelir ve kendi gecikmeleri ile modellemek doğru bir yaklaşım olarak görülmektedir.
Kamu tüketimi fonksiyonu Denklem 3.2.3.1’deki gibi ifade edilebilir.
Denklem 3.2.3.1
cg = f(y,kukla değişkenler)
48
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Değişkenlerin Tanımları ve Kaynakları
Değişkenler
:
cg
Kamu kesimi tüketimi, DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla
GSMH verilerinden alınmıştır.
:
y
GSMH, DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla GSMH verilerinden
alınmıştır.
:
s1,s2,s3
Mevsimsellik etkilerini bertaraf etmek için kullanılan üç aylık kukla
değişkenler
Diğer kukla :
1994:1 ve 1994:3’te 1, diğer dönemlerde 0 değerini alan ve 1994 krizini
değişkenler
kontrol etmek üzere kullanılan kukla değişken; 11 Eylül 2001 terörist
saldırılarının etkilerini kontrol etmek üzere kullanılan, 2001:4’de 1
değerini alan kukla değişken;
Kamu kesimi tüketimini modellemek üzere VAR modeli Denklem 3.2.3.1’deki
değişkenlerin 4 gecikmeleriyle oluşturulmuştur. Modelde kullanılan değişkenlerin
tümünün logaritmalarının birinci dereceden farkları alınmıştır. Bu modelin performansı
Şekil 3.2.3.1’deki gibidir. Tablo 3.2.3.1’de verilen kamu tüketimi denkleminin
istatistikleri denklemin açıklayıcılığının yüksek olduğunu göstermektedir. ADF
istatistiği hata teriminin durağan olduğunu Jarque-Bera testi ise hata teriminin normal
dağıldığını göstermektedir.
Tablo 3.2.3.1. Kamu Tüketimi VAR Modelinin İstatistikleri
Örneklem: 1989:2-2001:4
VAR Modelinin İstatistikleri
R-kare
Uyarlanmış R-kare
Standard Hata
Hata Karelerinin Toplamı
Log Likelihood
Durbin-Watson
0.990116
0.980233
0.047237
0.055783
101.4958
2.146345
Bağımlı Değişkenin Ortalaması
Bağımlı Değişkenin Standard Sapması
Akaike Kriteri
Schwarz Kriteri
F-istatistiği
F-olasılık
0.019762
0.335976
-2.960621
-1.975769
100.1773
0.000000
Hata Teriminin İstatistikleri
Ortalama
Kurtosis
3.81E-17 Jarque-Bera
2.429147 Olasılık
0.750229
0.687211
Hata Teriminin ADF Testi
ADF Test İstatistiği
-5.437052 %1 Kritik Değeri
49
-3.5572
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Şekil 3.2.3.1. Kamu Tüketiminin VAR Modeli
0.5
0.0
-0.5
0.10
-1.0
0.05
0.00
-0.05
-0.10
89
90
91
92
93
95
94
96
98
97
00
01
Tahmin
Gerçekleşme
Hata Terimi
99
VAR modelinin genelden özele indirgenmesiyle oluşturulan yapısal model,
Tablo 3.2.3.2 ve Denklem 3.2.3.2’de ve bu modelin istatistiksel testleri Tablo 3.2.3.3’de
görülmektedir. İstatistiksel testler modelin probleminin olmadığını göstermektedir.
Yapısal modelin performansı Şekil 3.2.3.2’de görülmektedir.
Denklem 3.2.3.2
d log(cg) = c(1) + c(2) * s1 + c(3) * s2 + c(4) * s3 + c(5) * d log(cg(−1)) + c(6) * d log(cg(−2))
+ c(7) * d log(cg(−3)) + c(8) * d log(y(−1)) + c(9) * d log(y(−2)) + c(10) * dum1 + c(11) * dum2
Tablo 3.2.3.2. Kamu Tüketiminin Yapısal Modeli
Örneklem: 1989:2-2001:4
Değişken
Katsayı
c(1)
-0.076768
c(2)
-0.342580
c(3)
0.359299
c(4)
0.338444
c(5)
-0.570424
c(6)
-0.284748
c(7)
-0.453205
c(8)
0.351239
c(9)
0.683483
c(10)
-0.040569
c(11)
0.057239
R-kare
U. R-kare
S. Hata
HKT
LL
Durbin-Watson
0.984533
0.981096
0.046218
0.096124
98.82863
2.015777
Std. Hata
0.107126
0.140420
0.166149
0.147633
0.083248
0.118484
0.111056
0.162107
0.126291
0.015104
0.026056
BO
BSS
Akaike K.
Schwarz K.
F-istatistiği
F-olasılık
50
t-İstatistiği
-0.716614
-2.439682
2.162517
2.292475
-6.852113
-2.403271
-4.080856
2.166715
5.411981
-2.685893
2.196792
Olasılık
0.4773
0.0187
0.0359
0.0266
0.0000
0.0204
0.0002
0.0356
0.0000
0.0101
0.0332
0.009038
0.336148
-3.136737
-2.738900
286.4410
0.000000
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.3.3. Kamu Tüketiminin Yapısal Modelinin
Ekonometrik Testleri
Breusch-Godfrey Serisel Korelasyon Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
1.124058
5.534283
Olasılık
Olasılık
0.358454
0.236732
2.029752
2.028655
Olasılık
Olasılık
0.160108
0.154357
ARCH Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
Şekil 3.2.3.2. Kamu Tüketiminin Yapısal Modeli
0.5
0.0
0.10
-0.5
0.05
-1.0
0.00
-0.05
-0.10
88
90
92
94
H ata T erimi
96
98
G erçekleşme
00
T ahmin
Tablo 3.2.3.4’de verilen Wald katsayı testlerinin sonuçları pozitif ve negatif reel
kur şoklarının kamu kesimi harcamaları üzerine etkilerinin eşitliği sıfır hipotezinin
kabul edildiğini göstermektedir. Tablo 3.2.3.4’de indirgenmiş modelin test sonuçlarının
verilmemesinin sebebi, VAR modeli indirgendiğinde pozitif ve negatif kur şoklarının ve
bu şokların gecikmelerinin elenmiş olmas,ı dolayısıyla Wald katsayı testinin
yapılamamış olmasıdır. Sonuç olarak, beklenmedik reel kur şoklarının kamu kesiminin
tüketimi üzerine etkileri asimetrik değildir.
Tablo 3.2.3.4. Reel Kur Şoklarının Kamu Tüketimi Üzerine Etkilerinin
Test Edilmesi
VAR Modeli
İndirgenmiş Model
Yapısal Model
Asimetri Testi
Pozitif şoklar
Negatif Şoklar
0,90
0
0
-
-
-
0,81
0
0
51
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
3.2.4. Reel Kur Şoklarının Özel Yatırım Üzerine Etkileri
Yatırım davranışları ve yatırımın modellenmesi üzerinde çok çalışılan
konulardan biridir. Bu nedenle yatırım davranışlarını açıklayan birçok teori
bulunmaktadır.
Bunlardan en bilineni yatırımın marjinal etkinliğidir (marginal
efficiency of investment). Bu yaklaşıma göre, herhangi bir varlığa yatırım yapma kararı
iki orana bağlıdır: yatırımın marjinal etkinliği, yani o varlığın getirisi, ve o anki faiz
oranı. Eğer varlığın getirisi faiz oranlarını aşarsa o varlığa yatırım yapmak anlamlı olur,
bunun tersi de doğrudur. Dolayısıyla iki oranın birbirine eşit olduğu zaman yapılan
yatırım optimaldir, bir başka deyişle denge yatırımıdır. Ancak bu teori çeşitli eleştirilere
maruz kalmıştır. Bir yatırımcı bir projeye kaynak aktaracağı zaman o projenin getirisini
hesaplayabilmek amacıyla bekleyişlerini devreye sokar. Ancak Keynes’in marjinal
etkinlik hipotezi bekleyişlere hiç değinmemektedir. Bu teoriye yönelen bir başka eleştiri
ise karşılaştırma için kullanılacak faiz oranının belirlenmesinde karşı karşıya
kalınabilecek karmaşadır.
Yatırım teorisine bir başka yaklaşım ise hızlandıran (accelerator) teorisidir. Bu
yaklaşıma göre, yatırım oranı ekonominin büyümesi ile yakından ilişkilidir. Bu model
yatırımın yüksek oranlarda dalgalanmasını açıklayabilir. Yatırım, ekonomi canlanma
dönemindeyse artış gösterecek, daralma döneminde ise düşüş gösterecektir. Öte yandan
genişletilmiş hızlandıran yaklaşımına (extended accelerator principle) göre, yatırım
harcamaları ekonomik faaliyetin yanında borçlanılabilir fonların maliyetinden de
etkilenmektedir.
Son yıllarda yatırım harcamaları literatürü, temeli Fisher (1930)’a dayanan bir
başka yöne kaymıştır. Bu literatürün ortak noktası toplam yatırım harcamaları ve mikroekonomik değişkenler (firma bazında) arasında olduğu varsayılan ilişkidir. Bu
çalışmalar, her ne kadar diğer teorilere göre daha açıklayıcı görünse de verilerin
yetersizliği nedeniyle Türkiye için tekrar edilmeleri kolay görünmemektedir.
Bu çalışmada, özel sektör sabit sermaye yatırım harcamaları genişletilmiş
hızlandıran yaklaşımı ile açıklanmaya çalışılmıştır. Ekonomik faaliyeti temsilen GSMH,
52
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
borçlanılabilir fonların reel maliyetini temsilen DİBS reel faiz oranı kullanılan yatırım
denklemi, Denklem 3.2.4.1’deki gibi ifade edilebilir.
Denklem 3.2.4.1
ip = f(y, r, kukla değişkenler)
Değişkenlerin Tanımları ve Kaynakları
Değişkenler
:
ip
Özel sektör sabit sermaye yatırımları; DİE harcamalar yoluyla,
1987 fiyatlarıyla GSMH verilerinden alınmıştır.
:
y
GSMH; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla GSMH
verilerinden alınmıştır.
:
r
Reel faiz oranı; DPT Temel Ekonomik Göstergeler’den alınan
hazine devlet iç borçlanma senetleri faiz oranı GSMH deflatörü
kullanılarak reel oranlara dönüştürülmüştür.
:
s1,s2,s3
Mevsimsellik etkilerini bertaraf etmek için kullanılan üç aylık
kukla değişkenler
Diğer kukla :
1994:1 ve 1994:3’te 1, diğer dönemlerde 0 değerini alan ve 1994
değişkenler
krizini kontrol etmek üzere kullanılan kukla değişken; 11 Eylül
2001 terörist saldırılarının etkilerini kontrol etmek üzere
kullanılan, 2001:4’de 1 değerini alan kukla değişken;
Şekil 3.2.4.1. Özel Sabit Sermaye Yatırımlarının VAR Modeli
0.4
0.2
0.0
0.2
-0.2
0.1
-0.4
-0.6
0.0
-0.1
-0.2
90
91
92
93
94
95
Hata Terimi
96
97
Gerçekleşme
53
98
99
00
01
Tahmin
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Denklem 3.2.4.1 dört gecikmeli VAR olarak tahmin edilmiş ve denklemin
tahminleri ve hata terimi Şekil 3.2.4.1’de verilmiştir. Denklemin hata terimi diğer
denklemlere göre çok daha yüksek bir bantta kalmaktadır. Ancak bu durum özel yatırım
verisinin (Şekil3.2.4.2) teori kısmında da değinildiği gibi çok dalgalanıyor olmasıdır.
Tablo 3.2.4.1’de ise denklemin istatistikleri yer almaktadır. Bu istatistiklere göre,
denklem yatırımları yüzde 85 oranında açıklamaktadır. Öte yandan denklemin hata
terimi durağandır ve 0 ortalamayla normal dağılmıştır.
Şekil 3.2.4.2. Özel Sabit Sermaye Yatırımının Yıllık Artış Oranları
60
40
20
0
-20
-40
-60
88
89
90
91
93
92
94
95
96
97
98
99
00
01
Tablo 3.2.4.1. Özel Sabit Sermaye Yatırımları VAR Modelinin İstatistikleri
Örneklem: 1989:2-2001:4
VAR Modelinin İstatistikleri
R-kare
Uyarlanmış R-kare
Standard Hata
Hata Karelerinin Toplamı
Log Likelihood
Durbin-Watson
0.853827
0.756379
0.078675
0.185691
70.82928
2.077670
Bağımlı Değişkenin Ortalaması
Bağımlı Değişkenin Standard Sapması
Akaike Kriteri
Schwarz Kriteri
F-istatistiği
F-olasılık
-0.000713
0.159396
-1.954089
-1.158632
8.761830
0.000000
Hata Teriminin İstatistikleri
Ortalama
Kurtosis
2.64E-18 Jarque-Bera
4.078415 Olasılık
2.472850
0.290421
Hata Teriminin ADF Testi
ADF Test İstatistiği
-4.806193 %1 Kritik Değeri
54
-3.5682
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Yapısal modelde yatırım harcamaları, ekonomik faaliyet ve gecikmeleri ve
yatırımın gecikmeleri tarafından açıklanmaktadır. Her ne kadar VAR modeli
borçlanılabilir maliyeti temsilen kullanılan DİBS faiz oranlarını içeriyor da olsa, bu
değişken ve gecikmeleri, yapısal modelde istatistiksel olarak anlamsız bulunmuş ve
elimine edilmiştir. Dolayısıyla yapısal model, geliştirilmiş hızlandıran yaklaşımı yerine
hızlandıran yaklaşımı ile modellenmiştir diye düşünülebilir. Faiz oranlarının yatırım
için açıklayıcı bulunmamasının nedeni olarak kullanılan faiz değişkeninin reel
sektördeki borçlanılabilir fon maliyetini tam olarak yansıtamaması gösterilebilir. Ancak
bu maliyeti yansıtabilecek başka bir değişkende bulunamamıştır.7 Yapısal model
Denklem 3.2.4.2 ve Tablo 3.2.4.2’de, istatistiksel testleri ise Tablo 3.2.4.3’de
verilmiştir.
Denklem 3.2.4.2
d log(ip) = c(1) + c(2) * s1 + c(3) * s2 + c(4) * s3 + c(5) * d log(y) + c(6) * d log(y(−1)) + c(7) * d log(y(−2)) +
c(8) * d log(y(−3)) + c(9) * d log(p(−1)) + c(10) * d log(y(−4)) + c(11) * dum1 + c(12) * dum2
Tablo 3.2.4.2. Özel Sabit Sermaye Yatırımlarının Yapısal Modeli
Örneklem: 1989:2-2001:4
Değişken
c(1)
c(2)
c(3)
c(4)
c(5)
c(6)
c(7)
c(8)
c(9)
c(10)
c(11)
c(12)
R-kare
U. R-kare
S. Hata
HKT
LL
Durbin-Watson
Katsayı
-0.438462
0.368754
0.787183
0.548160
-0.239708
1.206316
1.015563
0.808542
0.474136
-0.785099
0.072298
-0.149477
Std. Hata
0.143316
0.221570
0.259370
0.202034
0.128712
0.229715
0.282640
0.261042
0.275657
0.258369
0.037994
0.029734
0.826857
0.782565
0.074666
0.239728
71.43688
2.033001
BO
BSS
Akaike K.
Schwarz K.
F-istatistiği
F-olasılık
t-İstatistiği
-3.059410
1.664275
3.034985
2.713208
-1.862350
5.251357
3.593128
3.097369
1.720023
-3.038674
1.902869
-5.027186
Olasılık
0.0038
0.1033
0.0041
0.0095
0.0694
0.0000
0.0008
0.0034
0.0926
0.0040
0.0638
0.0000
-0.000835
0.160126
-2.161341
-1.723377
18.66821
0.000000
7
Borçlanılabilir fon maaliyeti olarak mevduat faiz oranları ve interbank faizleri de denenmiş ancak
denklemin açıklayıcılığını en çok DİBS faiz oranları arttırmıştır.
55
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.4.3. Özel Sabit Sermaye Yatırımlarının Ekonometrik
Testleri
Breusch-Godfrey Serisel Korelasyon Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
0.072814
0.194664
Olasılık
Olasılık
0.929893
0.907255
0.091294
0.094640
Olasılık
Olasılık
0.763743
0.758360
ARCH Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
Şekil 3.2.4.3’de görülen özel yatırım yapısal modelinin hata terimi VAR
modelinde olduğu gibi diğer değişkenlerin modellerine göre yüksek bir bantta kalmıştır.
VAR modelinde belirtildiği üzere bunun nedeni özel yatırımın yüksek aralıklarda
dalgalanmasıdır.
Şekil 3.2.4.3. Özel Sabit Sermaye Yatırımlarının Yapısal Modeli
0.4
0.2
0.0
-0.2
0.2
-0.4
0.1
-0.6
0.0
-0.1
-0.2
89
90
91
92
93
94
95
96
97
G erçekleşm e
H ata T erim i
98
99
00
01
T ahm in
Özel sabit sermaye yatırımları modelleri üzerine yapılan Wald katsayı testlerinin
sonuçları Tablo 3.2.4.4’de verilmiştir. Bu sonuçlar, beklenmedik reel kur şoklarının özel
yatırımları asimetrik olarak etkilediğini göstermektedir. Tablo 3.2.4.4’ün ikinci
sütununda özel yatırım denklemlerinde pozitif şokların katsayılarının toplamının negatif
ve istatistiksel olarak anlamlı olduğu görülmektedir. Bu durum beklenmedik reel kur
devalüasyonunun yatırımları düşürdüğünü göstermektedir. Tablodaki üçüncü sütun
negatif kur şoklarının bir başka deyişle beklenmedik kur değerlenmesinin özel
yatırımları etkilemediği sonucunu ima etmektedir. Sonuç olarak beklenmedik kur
değerlenmesi yatırımları etkilemezken, beklenmedik kur devalüasyonun yatırımı
düşürdüğü görülmektedir. Dolayısıyla, beklenmedik kur şokları özel yatırımları
asimetrik olarak etkilemektedir.
56
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.4.4. Reel Kur Şoklarının Özel Yatırımlar Üzerine Etilerinin Test
Edilmesi
Asimetri Testi
Pozitif şoklar
Negatif Şoklar
0,01
(-)***
(-)*
0,13
0
0
0,06
(-)**
0
VAR Modeli
İndirgenmiş
Model
Yapısal Model
3.2.5. Reel Kur Şoklarının Kamu Yatırımı Üzerine Etkileri
Kamu yatırımı kamu tüketimi gibi ekonomik faaliyetler tarafından açıklanan bir
değişken olarak tahmin edilmiştir. Kamu yatırımı fonksiyonu, Denklem 3.2.5.1’deki
gibi ifade edilebilir. Değişkenlerin tanımları kamu tüketimi ile aynı olduğundan burada
tekrarlanmamıştır.
Denklem 3.2.5.1
ig = f(y, kukla değişkenler),
Değişkenlerin Tanımları ve Kaynakları
Değişkenler
ig
:
Kamu kesimi yatırımı; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla
GSMH verilerinden alınmıştır.
Kamu kesimi yatırımı için kurulan VAR modelinin hata terimi Şekil 3.2.5.1’de
sunulmuştur. Tablo 3.2.5.1 ise VAR modelinin istatistiklerini göstermektedir.
İstatistikler, denklemin açıklayıcılığının yüksek olduğunu göstermektedir. Denklemin
hata terimi ADF teste göre durağan olduğu halde Jarque-Bera testi denklemin
dağılımının normal olmadığını işaret etmektedir. Ancak, denklemin hata teriminin
dağılımını bozan tek bir noktadır.1988 yılının sonunda kamu yatırımları beklenenin
üzerinde gerçekleşmiştir. Bu bir politika değişikliğidir. Bu nokta kukla değişkenle
düzeltilip denklem tekrar tahmin edildiğinde denklemin hata teriminin dağılımı normal
57
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
çıkmaktadır. Ancak kamu yatırımları bir politika değişkeni olduğundan böyle bir
kaymanın olabileceği ve düzeltilmesinin denkleme çok şey katmadığı düşünülmüştür.
Ayrıca, denklem düzeltilerek analizler tekrarlandığında sonuçlar değişmemektedir.
Tablo 3.2.5.1. Kamu Kesimi Yatırımları VAR Modelinin İstatistikleri
Örneklem: 1989:2-2001:4
VAR Modelinin İstatistikleri
R-kare
Uyarlanmış R-kare
Standard Hata
Hata Karelerinin Toplamı
Log Likelihood
Durbin-Watson
0.952238
0.933868
0.163554
1.043251
30.99564
2.020331
Bağımlı Değişkenin Ortalaması
Bağımlı Değişkenin Standard Sapması
Akaike Kriteri
Schwarz Kriteri
F-istatistiği
F-olasılık
0.021516
0.635997
-0.545296
0.038655
51.83623
0.000000
Hata Teriminin İstatistikleri
Ortalama
Kurtosis
-9.67E-17 Jarque-Bera
4.641489 Olasılık
7.678123
0.021514
Hata Teriminin ADF Testi
ADF Test İstatistiği
-5.038285 %1 Kritik Değeri
-3.5572
Şekil 3.2.5.1. Kamu Kesimi Yatırımının VAR Modeli
1.5
1.0
0.5
0.0
-0.5
0.6
-1.0
0.4
-1.5
0.2
0.0
-0.2
-0.4
89
90
91
92
93
94
95
H ata Terim i
96
97
G erçekleşm e
98
99
00
01
Tahm in
Kamu kesimi yatırımının yapısal denklemi ve bu denklemin ekonometrik
testleri, sırasıyla Denklem 3.2.5.2, Tablo 3.2.5.2 ve Tablo 3.2.5.3’de verilmektedir.
Testlerin sonuçları bu denklemin istatistiksel olarak bir problemi olmadığını
göstermektedir8. Kamu kesimi yapısal denkleminin Şekil 3.2.5.2’de görülen hata terimi
8
1994:2’de kamu kesimi yatırımı yüzde 40 düşmüş ve denklem örnekleminin en düşük noktasına
gelmiştir. Bu nedenle kamu kesimi yatırımı yapısal denklemine, yapısal bir problemin oluşumunu
engellemek amacıyla, o dönemi düzeltecek bir kukla değişken eklenmiştir.
58
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
yüzde 20 gibi geniş bir bantta seyretse de, bu değişken daha çok politik kararlarla
değiştiği için bu kabul edilebilir bir hatadır.
Denklem 3.2.5.2
d log(ig) = c(1) + c(2) * s1 + c(3) * s2 + c(4) * s3 + c(5) * d log(ig(−1)) + c(6) * d log(ig(−2))
+ c(7) * d log(ig(−3)) + c(8) * d log(y(−1)) + c(9) * dum1 + c(10) * dum2
Tablo 3.2.5.2. Kamu Kesimi Yatırımının Yapısal Modeli
Örneklem: 1989:2-2001:4
Değişken
Katsayı
c(1)
-0.345151
c(2)
0.129785
c(3)
0.762166
c(4)
0.486804
c(5)
-0.584250
c(6)
-0.342789
c(7)
-0.515633
c(8)
1.061794
c(9)
-0.157659
c(10)
-0.468967
R-kare
U. R-kare
S. Hata
HKT
LL
Durbin-Watson
0.945065
0.934317
0.167690
1.293516
26.04309
1.894462
Std. Hata
0.254237
0.467333
0.360015
0.229623
0.121086
0.081401
0.101692
0.539432
0.065955
0.052101
BO
BSS
Akaike K.
Schwarz K.
F-istatistiği
F-olasılık
t-İstatistiği
-1.357594
0.277713
2.117041
2.120019
-4.825066
-4.211108
-5.070531
1.968355
-2.390399
-9.001039
Olasılık
0.1812
0.7825
0.0397
0.0394
0.0000
0.0001
0.0000
0.0551
0.0210
0.0000
-0.002003
0.654304
-0.572968
-0.211298
87.92798
0.000000
Tablo 3.2.5.3. Kamu Kesimi Yatırımının Yapısal Modelinin
Ekonometrik Testleri
Breusch-Godfrey Serisel Korelasyon Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
0.260486
1.355630
Olasılık
Olasılık
0.901593
0.851869
1.291650
1.308502
Olasılık
Olasılık
0.260857
0.252666
ARCH Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
Kamu kesimi yatırımları için oluşturulan VAR modeline, yapısal modele ve
indirgenmiş modele uygulanan Wald katsayı testi beklenmedik reel kur şoklarının kamu
kesimi yatırımını yüzde 10 anlam düzeyinde asimetrik olarak etkilediği sonucunu
vermektedir. Öte yandan şokların negatif ve pozitif bileşenlerine bakıldığında pozitif
şokların, bir başka deyişle kur devalüasyonunun, kamu kesimi tüketimine bir etkisi
59
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
olmadığı ancak negatif şokların yani beklenmedik kur değerlenmesinin kamu kesimi
yatırımlarını artırdığı sonucuna varılmıştır.
Şekil 3.2.5.2. Kamu Kesimi Yatırımının Yapısal Modeli
1 .5
1 .0
0 .5
0 .0
-0 .5
0 .6
-1 .0
0 .4
-1 .5
0 .2
0 .0
-0 .2
-0 .4
-0 .6
88
89
90
91
92
93
94
95
H a ta T e rim i
96
97
98
99
G e rç e k le ş m e
00
01
T a h m in
Tablo 3.2.5.4. Reel Kur Şoklarının Kamu Yatırımı Üzerine Etkilerinin Test
Edilmesi
Asimetri Testi
Pozitif şoklar
Negatif Şoklar
VAR Modeli
0,06
0
(+)*
İndirgenmiş Model
0,06
0
(+)**
Yapısal Model
0,07
0
(+)*
3.2.6. Reel Kur Şoklarının İhracat Üzerine Etkileri
İhracat, toplam talebin tüketim bileşeni gibi gelirden ve fiyatlardan etkilenir.
Ancak ihracat ile ilişkili değişkenler dış büyüme ve göreli fiyatlardır. Bu çalışmada,
göreli fiyat olarak ihracat fiyatlarının dış fiyatlara oranı kullanılmaktadır. Bu
değişkenler ihracat talebini açıklayan değişkenlerdir. Ancak eğer ihracatı karşılayacak
yeterli üretim yoksa bu ilişkiler ihracata birebir yansımayabilir. İhracat talebini
karşılayacak malların yeterliliğini temsil etmek üzere de özel yatırım değişkeni
kullanılmaktadır. İhracat fonksiyonu Denklem 3.2.6.1’deki gibi ifade edilebilir.
İhracat
fonksiyonundaki
değişkenlerin
hepsinin
logaritmalarının
birinci
dereceden farkları alınarak kullanılmıştır.
60
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Denklem 3.2.6.1
x = f(y*, px/p*, ip, kukla değişkenler),
Değişkenlerin Tanımları ve Kaynakları
Değişkenler
:
x
Toplam ihracat; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla
GSMH verilerinden alınmıştır.
:
y*
OECD ülkeleri GSMH’sı; 1987 fiyatlarıyla OLİS verilerinden
alınmıştır.
:
p*
OECD ülkeleri GSMH deflatörü; 1987 fiyatlarıyla OLİS
verilerinden alınmıştır.
İhracat fiyatları endeksi; 1987 fiyatlarıyla TCMB veri dağıtımı
px
sisteminden alınmıştır.
Özel sabit sermaye yatırımları; DİE harcamalar yoluyla, 1987
ip
fiyatlarıyla GSMH verilerinden alınmıştır.
s1,s2,s3
:
Mevsimsellik etkilerini bertaraf etmek için kullanılan üç aylık
kukla değişkenler
Diğer kukla :
1994:1 ve 1994:3’te 1, diğer dönemlerde 0 değerini alan ve 1994
değişkenler
krizini kontrol etmek üzere kullanılan kukla değişken; 11 Eylül
2001 terörist saldırılarının etkilerini kontrol etmek üzere
kullanılan,
2001:4’de
1
değerini
alan
kukla
değişken;
Serbestleşmenin getirdiği şkou bertaraf etmek için kullanılan ve
1989:2’de 1 diğer dönemlerde 0 değerini alan kukla değişken;
Rusya krizini kontrol etmek için kullanılan 1998:2’de 1 diğer
dönemlerde 0 değerini alan kukla değişken;
İhracat VAR metodolojisi kullanılarak modellendiğinde ortaya çıkan hata terimi
Şekil 3.2.6.1’de verilmektedir. Tablo 3.2.6.1 ise bu denklemin istatistiklerini
göstermektedir. Denklemin açıklayıcılığını gösteren R-kare oldukça yüksektir. Ayrıca
denklemin hatası da yüzde 4 gibi oldukça küçük bir aralıktadır. Denklemin hata terimi
ADF testine göre durağandır ve herhangi sistematik bir hata görülmemektedir. Ayrıca
denklemin hata terimi normal dağılmaktadır, bu durum Jarque-Bera testinin olasılığının
sıfırdan oldukça farklı olmasından anlaşılmaktadır. Hata teriminin ortalaması 0’dır ve
kurtosisi 3’e oldukça yakındır.
61
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.6.1. Toplam İhracat VAR Modelinin İstatistikleri
Örneklem: 1989:2-2001:4
VAR Modelinin İstatistikleri
R-kare
Uyarlanmış R-kare
Standard Hata
Hata Karelerinin Toplamı
Log Likelihood
Durbin-Watson
0.951707
0.899699
0.044458
0.051389
113.7893
1.909388
Bağımlı Değişkenin Ortalaması
Bağımlı Değişkenin Standard Sapması
Akaike Kriteri
Schwarz Kriteri
F-istatistiği
F-olasılık
0.023616
0.140376
-3.083248
-2.024836
18.29918
0.000000
Hata Teriminin İstatistikleri
Ortalama
Kurtosis
1.30E-17 Jarque-Bera
2.972814 Olasılık
1.069546
0.585802
Hata Teriminin ADF Testi
ADF Test İstatistiği
-4.589189 %1 Kritik Değeri
-3.5572
Şekil 3.2.6.1. Toplam İhracatın VAR Modeli
0.4
0.2
0.0
0.10
-0.2
0.05
-0.4
0.00
-0.05
-0.10
89
90
91
92
93
94
Hata Terimi
95
96
97
Gerçekleşme
98
99
00
01
Tahmin
VAR modelinin indirgenmesiyle oluşturulan yapısal model Denklem 3.2.6.2 ve
Tablo 3.2.6.2’de verilmiştir. Bu modelin Tablo 3.2.6.3’de verilen serisel korelasyon
testi ve ARCH testi denklemin sorunsuz olduğunu göstermektedir. Sonuç olarak
denklemin ekonometrik olarak uyumlu olduğu sonucuna varılabilir. Şekil 3.2.6.2
denklemin hata terimini göstermektedir.
Denklem 3.2.6.2
d log(x) = c(1) + c(2) * s1 + c(3) * s2 + c(4) * s3 + c(5) * d log(x(−1)) + c(6) * d log(x(−2)) + c(7) * d log(x(−4))
+ c(8) * d log(1 + px(−2) / p*(−2)) + c(9) * d log(1 + px(−4) / p*(−4)) + c(10) * d log(y*(−2)) +
c(11) * d log(y* (−3)) + c(12) * d log(ip(−3)) + c(13) * dum1 + c(14) * dum2 + c(15) * dum3
62
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.6.2. Toplam İhracatın Yapısal Modeli
Örneklem: 1989:2-2001:4
Değişken
Katsayı
c(1)
0.056622
c(2)
-0.230750
c(3)
-0.103134
c(4)
0.150540
c(5)
-0.307837
c(6)
-0.158581
c(7)
0.166232
c(8)
-1.095454
c(9)
0.880940
c(10)
6.837990
c(11)
-5.068678
c(12)
0.434512
c(13)
-0.162890
c(14)
0.112669
c(15)
0.086028
R-kare
0.893879
U. R-kare
0.856736
S. Hata
0.053133
HKT
0.112923
LL
92.13886
Durbin-Watson
1.853080
Std. Hata
0.030195
0.040288
0.046661
0.042524
0.115510
0.107244
0.105223
0.335226
0.407614
2.651318
2.592535
0.097406
0.059024
0.061544
0.067651
BO
BSS
Akaike K.
Schwarz K.
F-istatistiği
F-olasılık
t-İstatistiği
1.875177
-5.727544
-2.210274
3.540144
-2.665031
-1.478686
1.579811
-3.267806
2.161211
2.579091
-1.955105
4.460815
-2.759715
1.830711
1.271643
Olasılık
0.0681
0.0000
0.0329
0.0010
0.0110
0.1471
0.1220
0.0022
0.0367
0.0137
0.0576
0.0001
0.0087
0.0746
0.2108
0.023616
0.140376
-2.805049
-2.257595
24.06624
0.000000
Tablo 3.2.6.3. Toplam İhracatın Yapısal Modelinin Ekonometrik
Testleri
Breusch-Godfrey Serisel Korelasyon Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
1.048107
7.162662
Olasılık
Olasılık
0.405362
0.208821
1.095938
1.114598
Olasılık
Olasılık
0.300001
0.291085
ARCH Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
Şekil 3.2.6.2. Toplam İhracatın Yapısal Modeli
0.4
0.2
0.0
0.10
-0.2
0.05
-0.4
0.00
-0.05
-0.10
-0.15
89
90
91
92
93
94
95
96
97
Gerçekleşme
Hata Terimi
63
98
99
00
01
Tahmin
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.6.4’de ihracat modellerindeki reel kur şoklarının katsayılarına
uygulanan Wald katsayı testinin sonuçları görülmektedir. Tablonun ilk sütununda
ihracat modellerinin her birine pozitif ve negatif kur şoklarının eklenmesinin ardından
bu şokların katsayılarının toplamının birbirine eşitliği sıfır hipotezinin, yani pozitif ve
negatif şokların ihracat üzerindeki etkilerinin birbirine denkliğinin, Wald katsayı testi
ile sınanmasının sonuçları yer almaktadır. VAR modeli ve indirgenmiş model sırasıyla
yüzde 5 ve yüzde 1 anlam düzeyinde sıfır hipotezini reddetmektedir. Öte yandan yapısal
model sıfır hipotezini kabul ederek, pozitif ve negatif kur şoklarının birbirine eşit
olduğunu önermektedir. Kullanılan üç modelden ikisi asimetri önerdiğinden reel kurun
ihracatı asimetrik olarak etkilediği sonucuna varılmıştır.
Tablo 3.2.6.4’te ikinci ve üçüncü sütunlarda pozitif ve negatif kur şoklarının
ihracatı nasıl etkiledikleri ayrı ayrı incelenmektedir. İkinci sütunda, denklemlere
eklenen pozitif kur şoklarının katsayılarının toplamının sıfır olduğu hipotezi test
edilmektedir. Her üç modelde de pozitif şokların ihracat üzerinde etkisiz olduğu
sonucuna varılmıştır. Tablodaki son sütun, aynı testin negatif şoklar ile tekrarlandığında
ortaya çıkan sonuçları yansıtmaktadır. Negatif reel kur şokları, bir başka deyişle
beklenmedik kur değerlenmesi, her üç modelde de ihracatı negatif etkilemekte, yani
düşmesine neden olmaktadır. Sonuç olarak, beklenmedik kur devalüasyonu ihracatı
etkilemese de, beklenmedik kur değerlenmesi reel ihracatta düşüşe neden olmaktadır.
Tablo 3.2.6.4. Reel Kur Şoklarının Toplam İhracat Üzerine Etkilerinin
Test Edilmesi
Asimetri Testi
Pozitif şoklar
Negatif Şoklar
VAR Modeli
0,03
0
(-)***
İndirgenmiş Model
0,00
0
(-)***
Yapısal Model
0,22
0
(-)**
64
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
3.2.7. Reel Kur Şoklarının İthalat Üzerine Etkileri
İthalat talebi üzerine yapılan ekonometrik çalışmalar ithalat talebinin, ithalat
fiyatlarının ve milli gelirin bir fonksiyonu olduğunu önermektedir. Houthakker ve
Magee (1969) ve Goldstein ve Khan (1985) bunlardan bazılarıdır. Türkiye
ekonomisinde ithalat talebinin modellenmesi konusunda çalışmalar da bulunmaktadır.
Özatay (1997) ithalatı 1977:1-1996:4 dönemi için reel gelir ve reel kur ile açıklamıştır.
Öte yandan Erlat ve Erlat (1991) 1967-87 dönemi için yıllık veri ile yaptıkları
analizlerde ithalat tahmininde reel gelir, ithalat fiyatları ve uluslar arası rezervleri
kullanmışlar ancak ithalat fiyatlarının ithalat talebi üzerinde açıklayıcı bir etki
yaratmadığını bulmuşlardır. Saygılı ve diğerleri (1998) çalışması ise ithalat talebi
denkleminde gelir, reel kur ve rekabet değişkenleri kullanmışlardır.
Bu çalışmada, önceki çalışmalara benzer şekilde ithalat denkleminde Denklem
3.2.7.1’de görüldüğü gibi reel gelir ve ithalat fiyatları açıklayıcı değişken olarak
kullanılmıştır. Denklemlerde kullanılan değişkenlerin logatirmalarının birinci dereceden
farkları alınmıştır.
Toplam ithalat için tahmin edilen VAR denkleminin performansı Şekil
3.2.7.1’de görülmektedir. Tablo 3.2.7.1 bu denklemin istatistiklerini sunmaktadır. Bu
istatistiklere göre, denklemin hata terimi ADF testine göre durağandır. Denklemin hata
teriminin dağılımına bakıldığında ortalamasının sıfır olduğu ve Jarque-Bera testine göre
normal dağıldığı görülmektedir. Denklemin standard hatası yüzde 6, hata terimlerinin
karesi ise yüzde 12’dir.
Denklem 3.2.7.1
m = f(y, pm, kukla değişkenler),
65
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Değişkenlerin Tanımları ve Kaynakları
Değişkenler
:
M
Toplam ithalat; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla
GSMH verilerinden alınmıştır.
:
Y
GSMH; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla GSMH
verilerinden alınmıştır
Göreli ithalat fiyatları; 1987 fiyatlarıyla TCMB veri dağıtımı
pm
sisteminden alınmış GSMH deflatörü ile oranlanmıştır.
s1,s2,s3
:
Mevsimsellik etkilerini bertaraf etmek için kullanılan üç aylık
kukla değişkenler
diğer kukla :
1994:1 ve 1994:3’te 1, diğer dönemlerde 0 değerini alan ve 1994
değişkenler
krizini kontrol etmek üzere kullanılan kukla değişken; 11 Eylül
2001 terörist saldırılarının etkilerini kontrol etmek üzere
kullanılan, 2001:4’de 1 değerini alan kukla değişken; Gümrük
birliğini kontrol eden 1995:4’te 1 diğer dönemlerde 0 değerini
alan kukla değişken
Tablo 3.2.7.1. Toplam İthalat VAR Modelinin İstatistikleri
Örneklem: 1989:2-2001:4
VAR Modelinin İstatistikleri
R-kare
Uyarlanmış R-kare
Standard Hata
Hata Karelerinin Toplamı
Log Likelihood
Durbin-Watson
0.840128
0.738391
0.060510
0.120828
90.27828
2.224187
Bağımlı Değişkenin Ortalaması
Bağımlı Değişkenin Standard Sapması
Akaike Kriteri
Schwarz Kriteri
F-istatistiği
F-olasılık
0.018279
0.118304
-2.482847
-1.679913
8.257853
0.000000
Hata Teriminin İstatistikleri
Ortalama
Kurtosis
-4.09E-18 Jarque-Bera
3.542347 Olasılık
2.264211
0.322354
Hata Teriminin ADF Testi
ADF Test İstatistiği
-6.172405 %1 Kritik Değeri
-3.5572
Denklem 3.2.7.2 ve Tablo 3.2.7.2 yapısal modelin detaylarını sunmaktadır.
Denklemin hata terimi ise Şekil 3.2.7.3’de görülebilir. İthalatın gelir esnekliği son
yıllarda Türkiye ekonomisinde tartışma konusu olduğu gibi oldukça yüksektir.
66
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Şekil 3.2.7.1. Toplam İthalatın VAR Modeli
0.4
0.2
0.0
0.10
-0.2
0.05
-0.4
0.00
-0.05
-0.10
-0.15
89
90
91
92
93
94
95
96
97
98
99
00
01
Tahmin
Gerçekleşme
Hata Terimi
Denklem 3.2.7.2
d log(m) = c(1) + c(2) * s1 + c(3) * s2 + c(4) * s3 + c(5) * d log(m(−1)) + c(6) * d log(m(−3)) + c(7) * d log(y)
+ c(8) * d log(y(−1)) + c(9) * d log(pm)
Tablo 3.2.7.2. Toplam İthalatın Yapısal Modeli
Örneklem: 1989:2-2001:4
Değişken
Katsayı
c(1)
0.206897
c(2)
0.382296
c(3)
-0.208170
c(4)
-0.974816
c(5)
-0.208983
c(6)
-0.198207
c(7)
1.865252
c(8)
0.876913
c(9)
-0.334238
R-kare
0.785807
U. R-kare
0.749349
S. Hata
0.062555
HKT
0.183916
LL
80.66104
Durbin-Watson
2.149461
Std. Hata
0.135760
0.211220
0.209299
0.169030
0.126826
0.081184
0.218193
0.315648
0.133263
BO
BSS
Akaike K.
Schwarz K.
F-istatistiği
F-olasılık
t-İstatistiği
1.523991
1.809939
-0.994606
-5.767131
-1.647798
-2.441463
8.548645
2.778131
-2.508116
Olasılık
0.1342
0.0767
0.3250
0.0000
0.1061
0.0184
0.0000
0.0078
0.0156
0.012500
0.124947
-2.559323
-2.233820
21.55357
0.000000
Tablo 3.2.7.3. Toplam İthalatın Yapısal Modelinin Ekonometrik
Testleri
Breusch-Godfrey Serisel Korelasyon Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
0.920878
4.418619
Olasılık
Olasılık
0.460623
0.352306
0.500529
0.514557
Olasılık
Olasılık
0.482367
0.473173
ARCH Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
67
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
İthalat talebinin modellendiği üç metod ile gerçekleştirilen asimetri testlerinin
sonuçları Tablo 3.2.7.4’de görülmektedir. Bu tablonun ilk sütunu reel kur şoklarının
ithalat talebi üzerindeki pozitif ve negatif etkilerinin birbirlerine eşitliği sıfır hipotezinin
sınama sonuçlarını vermektedir. Her üç model de ithalat için sıfır hipotezini kabul
etmektedir. Bir başka deyişle, reel kurun ithalat üzerine pozitif ve negatif ilişkileri
birbirine eşittir. Dahası Tablo 3.2.7.4’ün ikinci ve üçüncü sütunları reel kur şoklarının
ithalat talebini etkilemediğini göstermektedir.
Şekil 3.2.7.2. Toplam İthalatın Yapısal Modeli
0.4
0.2
0.0
0.2
-0.2
0.1
-0.4
0.0
-0.1
-0.2
88
89
90
91
92
93
94
95
96
97
98
99
00
01
Tahmin
Gerçekleşme
Hata Terimi
Tablo 3.2.7.4. Reel Kur Şoklarının Toplam İthalat Üzerine Etkilerinin
Test Edilmesi
Asimetri Testi
Pozitif şoklar
Negatif Şoklar
VAR Modeli
0,64
0
0
İndirgenmiş Model
0,19
0
0
Yapısal Model
0,64
0
0
3.2.8. Reel Kur Şoklarının Fiyatlar Üzerine Etkileri
Fiyatların artışını belirleyen faktörler özellikle gelişmekte olan ülkelerin
yaşadığı yüksek fiyat artışlarından dolayı oldukça ilgi çeken bir konudur. Eğer piyasada
aşırı talepten dolayı toplam mal ve hizmetlerin denge fiyatı artıyorsa ekonomistler bu
durumu talep yönlü (demand-pull) enflasyon olarak adlandırmaktadırlar. Öte yandan
firmaların ücretler, faiz oranları, vergiler, ithal edilen ara mallar ve kurlar gibi maliyet
unsurlarında artış görülüyorsa, bu nedenle artan enflasyona maliyet yönlü (cost-push)
68
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
enflasyon denmektedir. Ancak, enflasyonu bu bileşenlerine ayırmak her zaman kolay
olmamaktadır. Bu nedenle birçok alternatif enflasyon teorisi geliştirilmiştir.
David Hume, Adam Smith, David Ricardo ve John Stuart Mill gibi klasik
ekonomistlerin ve Leon Walras ve Alfred Marshall gibi neo-klasik ekonomistlerin
tercih ettiği fiyat teorisi yaklaşımı paranın miktar teorisidir (quantity theory of money).
Eğer paranın hızında (velocity of money) ve işlem hacminde meydana gelebilecek
değişimler ihmal edilecek olursa klasik ve neo-klasik ekonomistler fiyat artışının, yani
enflasyonun parasal bir olgu olduğunu savunurlar.
Keynes’in 1940 yılındaki çalışmasındaki enflasyon modeli talep yönlüdür. Neokeynesyen yaklaşımını benimseyen ekonomistler, IS-LM modelini Philips-curve ve
Fleming-Mundell modelini birleştirerek kullanmaktadırlar. Friedman ve Phelps
bekleyişlerin dahil edildiği Philips eğrisi modelleriyle bu yaklaşıma yeni bir bakış açısı
getirmişlerdir. Öte yandan Cagan (1956) uyarlanmış enflasyon (adaptive inflation)
hipotezi ile Philips eğrisi yaklaşımını bütünleştirmiştir.
Yapısalcılar olarak adlandırılan ekonomistler enflasyonun maliyet yönlü etkiler
nedeniyle arttığını savunmaktadırlar. Bu alandaki etkili çalışmalardan biri enflasyonu
üretkenlik farklılaşmalarıyla açıklamaktadır. Öte yandan parasal yaklaşımcılar bu
görüşe karşı çıkmaktadır. Maliyet faktörlerinin daha çok mikro bazlı değişkenler olması
ve bunların para arzı ile ilişkili olmaması parasal yaklaşımı benimseyen teoretisyenlere
göre maliyet yönlü teorinin enflasyonu açıklayamayacağını göstermektedir.
Enflasyon teorilerinin tarihi gelişiminden sonra yakın tarihe bakacak olursak
rasyonel bekleyişler teorisinin enflasyon teorileri alanında büyük bir yenilik yarattığını
görebiliriz. Yeni politik makro ekonomi teorisine göre ise politik değişimler veya
kurumların rolleri de enflasyonun belirlenmesinde önemli rol oynamaktadır. Özet
olarak, enflasyon teorilerine göre talep şokları, arz şokları, atalet faktörleri ve politik
durum enflasyonu belirleyen faktörlerdir.
Kibritcioğlu (2001) fiyat teorileri hakkında detaylı bilgi vermekte ve geniş bir
literatür taraması sunmaktadır. Ayrıca, aynı çalışmada Türkiye örneği için enflasyonun
nedenleri ve belirlenmesi üzerine yapılmış çalışmalara da yer verilmiştir.
69
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Bu çalışmada fiyat denklemi, marjinal birim maliyet yapısı kullanılarak tahmin
edilmiştir. Göreli ithalat fiyatları ara malı ithalatının önemli olması nedeniyle maliyeti
artıran bir faktör olarak alınmıştır. Fiyat denklemi, Denklem 3.2.8.1’de görülmektedir.
Denklem 3.2.8.1
p = f( pm,, w, kukla değişkenler),
Değişkenlerin Tanımları ve Kaynakları
Değişkenler
:
p
GSMH deflatörü; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla
GSMH verilerinden alınmıştır.
Göreli ithalat fiyatları; 1987 fiyatlarıyla TCMB veri dağıtımı
pm
sisteminden alınmıştır.
Tarım dışı ücretler; DPT Temel Ekonomik Göstergeler’den
w
alınmıştır.
s1,s2,s3
:
Mevsimsellik etkilerini bertaraf etmek için kullanılan üç aylık
kukla değişkenler
Diğer kukla :
1994:1 ve 1994:3’te 1, diğer dönemlerde 0 değerini alan ve 1994
değişkenler
krizini kontrol etmek üzere kullanılan kukla değişken; 11 Eylül
2001 terörist saldırılarının etkilerini kontrol etmek üzere
kullanılan, 2001:4’de 1 değerini alan kukla değişken;
Tablo 3.2.8.1. Fiyatlar VAR Modelinin İstatistikleri
Örneklem: 1990:1-2001:4
VAR Modelinin İstatistikleri
R-kare
Uyarlanmış R-kare
Standard Hata
Hata Karelerinin Toplamı
Log Likelihood
Durbin-Watson
0.883569
0.797325
0.036285
0.035548
104.8847
1.946498
Bağımlı Değişkenin Ortalaması
Bağımlı Değişkenin Standard Sapması
Akaike Kriteri
Schwarz Kriteri
F-istatistiği
F-olasılık
0.133716
0.080598
-3.495196
-2.676546
10.24489
0.000000
Hata Teriminin İstatistikleri
Ortalama
Kurtosis
-5.84E-17 Jarque-Bera
2.546293 Olasılık
0.470830
0.790243
Hata Teriminin ADF Testi
ADF Test İstatistiği
-5.051235 %1 Kritik Değeri
70
-3.5778
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Şekil 3.2.8.1’de bu fonksiyonun VAR modelinin hata terimini Tablo 3.2.8.1 ise
bu modelin istatistiklerini sunmaktadır. Jarque-Bera testi hata teriminin normal
dağıldığına işaret etmektedir. ADF testine göre ise hata terimi durağandır.
0Şekil 3.2.8.1. Fiyatın VAR Denklemi
0.6
0.4
0.2
0.10
0.0
0.05
-0.2
0.00
-0.05
-0.10
90
91
92
93
94
95
Hata Terimi
96
97
98
99
Gerçekleşme
00
01
Tahmin
Fiyatın yapısal denklemi Denklem 3.2.8.2’de ve Tablo 3.2.8.2’de görülmektedir.
Bu denklemde Denklem 3.2.8.1’de fiyatı açıklayan bütün değişkenlerin yapısal
denklemde de varolduğu görülmektedir. Yapısal denklemin hata terimi Şekil 3.2.8.2’de
ekonometrik testleri ise Tablo 3.2.8.3’de verilmiştir. Ekonometrik testler denklemin
ekonometrik özelliklerinin problemsiz olduğunu göstermektedir.
Denklem 3.2.8.2
d log(p) = c(1) + c(2) * s1 + c(3) * s2 + c(4) * s3 + c(5) * d log(p(−1)) + c(6) * d log(p(−2)) + c(7) * d log(w)
+ c(8) * d log(w(−2)) + c(9) * d log(w(−3)) + c(10) * d log(pm) + c(11) * d log(pm(−1)) + c(12) * d log(pm(−2))
+ c(13) * d log(pm(−3))
71
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.8.2. Fiyatların Yapısal Modeli
Örneklem: 1989:4-2001:4
Değişken
Katsayı
c(1)
0.081351
c(2)
-0.136061
c(3)
-0.058798
c(4)
-0.106899
c(5)
-0.450019
c(6)
-0.342818
c(7)
0.196617
c(8)
0.275683
c(9)
0.192538
c(10)
0.367390
c(11)
0.269115
c(12)
0.231705
c(13)
0.199033
R-kare
U. R-kare
S. Hata
HKT
LL
Durbin-Watson
0.854840
0.806454
0.035088
0.044323
102.1696
2.114650
Std. Hata
0.024489
0.023014
0.020902
0.027152
0.127632
0.126175
0.060064
0.057099
0.062654
0.057613
0.078771
0.080627
0.059122
t-İstatistiği
3.321998
-5.911966
-2.813072
-3.937060
-3.525911
-2.717009
3.273463
4.828181
3.073033
6.376850
3.416424
2.873787
3.366481
BO
BSS
Akaike K.
Schwarz K.
F-istatistiği
F-olasılık
Olasılık
0.0021
0.0000
0.0079
0.0004
0.0012
0.0101
0.0024
0.0000
0.0040
0.0000
0.0016
0.0068
0.0018
0.133822
0.079758
-3.639577
-3.137665
17.66688
0.000000
Tablo 3.2.8.3. Fiyatların Yapısal Modelinin Ekonometrik Testleri
Breusch-Godfrey Serisel Korelasyon Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
1.395116
3.716240
Olasılık
Olasılık
0.261631
0.155966
0.209169
0.217275
Olasılık
Olasılık
0.649573
0.641124
ARCH Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
Şekil 3.2.8.2. Fiyatların Yapısal Modeli
0.6
0.4
0.2
0.10
0.0
0.05
-0.2
0.00
-0.05
-0.10
90
91
92
93
Hata Terimi
94
96
95
98
97
Gerçekleşme
72
99
00
01
Tahmin
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Beklenmedik reel kur şoklarının fiyatlar üzerinde asimetrik etki yaratıp
yaratmaması hususunda gerçekleştirilen Wald katsayı testinin sonuçları Tablo
3.2.8.4’de verilmektedir. Tablonun ilk sütunu pozitif ve negatif reel kur şoklarının
fiyatlar üzerindeki etkilerinin eşitliği sıfır hipotezinin kabul edildiğini göstermektedir.
Tablo 3.2.8.4’ün ikinci sütununda pozitif reel kur şoklarının bir başka deyişle
beklenmedik kur devalüasyonunun gecikmeleri ile birlikte fiyatlar üzerine etkilerinin
istatistiksel olarak anlamlılığı Wald katsayı testi ile incelenmiş ve sonuçlar
devalüasyonun fiyatları etkilemediğini göstermiştir. Her ne kadar ülkemizde bunun
tersinin yaşandığı düşünülse de, fiyatların devalüasyon dönemlerinde modelde
kullanılan diğer açıklayıcı değişkenlerin değişimi nedeniyle artabileceği göz ardı
edilmemelidir. Tablonun son sütunu ise beklenmedik kur değerlenmesinin fiyatlar
üzerindeki etkilerini Wald katsayı testi çerçevesinde test etmektedir Bu testin sonuçları
beklenmedik kur değerlenmesinin beklenmedik kur değer kaybı gibi fiyatları
etkilemediğini ima etmektedir.
Tablo 3.2.8.4. Reel Kur Şoklarının Fiyatlar Üzerine Etkilerinin Test Edilmesi
Asimetri Testi
Pozitif şoklar
Negatif Şoklar
0,23
0
0
-
-
-
0,24
0
0
VAR Modeli
İndirgenmiş
Model
Yapısal Model
3.2.9. Reel Kur Şoklarının Faiz Oranları Üzerine Etkileri
Faiz oranları, özellikle de Devlet İç Borçlanma Senetleri (DİBS) faiz oranları,
1994 krizinden sonra ekonominin genel seyrinden çok etkilenen ve ekonomik ajanların
karar verme sürecini belirlemede rol oynayan önemli bir değişken haline gelmiştir.
Özellikle de faiz oranında risk priminin önemli bir rolünün olması ve bu değişkenin
belirlenmesinin zorluğu faiz oranlarındaki dalgalanmayı yakalayacak bir modelin
kurulmasını zorlaştırmaktadır.
73
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Bu çalışmada, DİBS faiz oranının belirlenmesinde ekonomik koşulların etkisinin
olduğu varsayılmıştır. Ekonominin canlandığı bir ortamda piyasanın olumlu sinyaller
alacağı ve faizlerin düşeceği düşünülmüş ve GSMH faiz modelinde kullanılmıştır.
Dahası enflasyonunda büyümeye benzer bir rol oynayacağı ve fiyatlardaki düşüşün reel
faizlere de yansıyacağı varsayılmıştır. Öte yandan DİBS faizleri Hazine Müsteşarlığının
iç borç stokunu sürdürebilmek için yaptığı borçlanmanın faizidir. Bu nedenle stokun
GSMH’ya oranının nispeten düşük olması daha rahat borçlanabilme imkanı getirmekte
ve daha düşük reel faizlerle borçlanabilmeyi mümkün kılmaktadır. Bu nedenle, faiz
oranı modeline stokun GSMH’ya oranı da açıklayıcı değişken olarak eklenmiştir. Faiz
fonksiyonu Denklem 3.2.9.1’de yer almaktadır. Denklem 3.2.9.1’de kullanılan faizler,
GSMH ve stok değişkenlerinin logaritmalarının birinci dereceden farkı alınmıştır.
Denklem 3.2.9.1
r = f(p, debt, y, kukla değişkenler),
Değişkenlerin Tanımları ve Kaynakları
Değişkenler
R
:
Reel faiz oranı; DPT Temel Ekonomik Göstergeler’den alınan
hazine devlet iç borçlanma senetleri faiz oranı GSMH deflatörü
kullanılarak reel oranlara dönüştürülmüştür.
P
:
GSMH deflatörü; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla
GSMH verilerinden alınmıştır.
debt
:
Tahvil-bono stoku; TCMB veri dağıtım sistemi
Y
:
GSMH; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla GSMH
verilerinden alınmıştır.
s1,s2,s3
:
Mevsimsellik etkilerini bertaraf etmek için kullanılan üç aylık
kukla değişkenler
Diğer kukla :
1994:1 ve 1994:3’te 1, diğer dönemlerde 0 değerini alan ve 1994
değişkenler
krizini kontrol etmek üzere kullanılan kukla değişken; 11 Eylül
2001 terörist saldırılarının etkilerini kontrol etmek üzere
kullanılan, 2001:4’de 1 değerini alan kukla değişken; 2000
yılında programın uygulanmaya konmasıyla birlikte faizlerde
yaşanan ani düşüşü kontrol eden 2000:1’de 1 diğer dönemlerde 0
değeri alan kukla değişken
74
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Şekil 3.2.9.1 ise bu değişkenler ve 4 gecikmeleri ile kurulan VAR modelinin
hata terimini sunmaktadır. Tablo 3.2.9.1 bu modelin istatistiklerini göstermektedir. ADF
testi denklemin hata teriminin durağan olduğunu işaret etmektedir. Öte yandan, JarqueBera testi denklemin hata teriminin normal dağıldığını göstermektedir.
Tablo 3.2.9.1. Faiz VAR Modelinin İstatistikleri
Örneklem: 1990:2-2001:4
VAR Modelinin İstatistikleri
R-kare
Uyarlanmış R-kare
Standard Hata
Hata Karelerinin Toplamı
Log Likelihood
Durbin-Watson
0.881537
0.740509
0.064274
0.086753
81.23847
2.227172
Bağımlı Değişkenin Ortalaması
Bağımlı Değişkenin Standard Sapması
Akaike Kriteri
Schwarz Kriteri
F-istatistiği
F-olasılık
0.001865
0.126175
-2.350573
-1.327087
6.250800
0.000035
Hata Teriminin İstatistikleri
Ortalama
Kurtosis
-1.35E-17 Jarque-Bera
3.108275 Olasılık
0.880477
0.643883
Hata Teriminin ADF Testi
ADF Test İstatistiği
-4.686241 %1 Kritik Değeri
-3.5814
Şekil 3.2.9.1. Faizin VAR Modeli
0.6
0.4
0.2
0.0
-0.2
0.10
-0.4
0.05
0.00
-0.05
-0.10
-0.15
91
92
93
94
95
Hata Terimi
96
97
Gerçekleşme
98
99
00
01
Tahmin
Tablo 3.2.9.2, Denklem 3.2.9.2 ve Şekil 3.2.9.2’de ayrıntılı olarak sunulan faizin
yapısal modeli, faiz ile aralarında ilişki öngörülen değişkenlerin hepsinin faiz üzerinde
açıklayıcı etkisi olduğunu göstermektedir. Tablo 3.2.9.3’de ise yapısal modelin
75
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
ekonometrik testleri yer almaktadır. Bu testler faiz modelinin hata teriminin uygun
olduğunu göstermektedir.
Denklem 3.2.9.2
d log(r) = c(1) + c(2) * s1 + c(3) * s2 + c(4) * s3 + c(5) * d log(r(−1)) + c(6) * d log(r(−4)) + c(7) * d log(p)
+ c(8) * d log(p(−3)) + c(9) * d log(p(−4)) + c(10) * d log(stok) + c(11) * d log(stok(−1)) + c(12) * d log(y)
+ c(13) * d log(y(−1)) + c(14) * d log(y(−3)) + c(15) * d log(y(−4)) + c(16) * dum1 + c(17) * dum2
Tablo 3.2.9.2. Faizin Yapısal Modeli
Örneklem: 1989:3-2001:4
Değişken
c(1)
c(2)
c(3)
c(4)
c(5)
c(6)
c(7)
c(8)
c(9)
c(10)
c(11)
c(12)
c(13)
c(14)
c(15)
c(16)
c(17)
R-kare
U. R-kare
S. Hata
HKT
LL
Durbin-Watson
Katsayı
0.345722
-0.744548
-0.837388
-0.126874
-0.297668
-0.327170
-0.839731
0.445489
0.996045
0.303618
-0.260091
-0.823694
-0.669724
0.758137
0.791302
0.126924
-0.325605
0.809116
0.716566
0.065635
0.142162
75.62340
2.048489
Std. Hata
0.151223
0.231626
0.288442
0.261361
0.105161
0.123354
0.199906
0.191763
0.198242
0.129902
0.115523
0.277532
0.316333
0.291297
0.320131
0.070743
0.079780
BO
BSS
Akaike K.
Schwarz K.
F-istatistiği
F-olasılık
t-İstatistiği
2.286174
-3.214441
-2.903142
-0.485435
-2.830596
-2.652288
-4.200624
2.323118
5.024392
2.337284
-2.251411
-2.967930
-2.117146
2.602622
2.471809
1.794152
-4.081312
Olasılık
0.0288
0.0029
0.0065
0.6306
0.0079
0.0122
0.0002
0.0265
0.0000
0.0256
0.0311
0.0055
0.0419
0.0138
0.0188
0.0820
0.0003
0.001530
0.123284
-2.344936
-1.694848
8.742489
0.000000
Tablo 3.2.9.3. Faizin Yapısal Modelinin Ekonometrik Testleri
Breusch-Godfrey Serisel Korelasyon Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
0.955297
7.286452
Olasılık
Olasılık
0.461546
0.200193
0.439443
0.453899
Olasılık
Olasılık
0.510630
0.500489
ARCH Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
76
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Şekil 3.2.9.2. Faizin Yapısal Modeli
0.6
0.4
0.2
0.0
0.2
-0.2
0.1
-0.4
0.0
-0.1
-0.2
90
91
92
93
94
95
96
97
98
99
Gerçekleşme
Hata Terimi
00
01
Tahmin
Tablo 3.2.9.4’ün ilk sütunu beklenmedik pozitif ve negatif reel kur şoklarının,
bir başka deyişle kur devalüasyonu ve değerlenmesinin, faiz oranlarını simetrik bir
biçimde etkilediği sıfır hipotezinin test sonuçlarını yansıtmaktadır. Bu sonuçlar, faiz
için üç farklı metodoloji kullanılarak kurulan modellerde kur şoklarının etkilerinin
simetrik olduğu sıfır hipotezinin VAR modeli ve indirgenmiş modellerde reddedildiğini
göstermektedir. İkinci ve üçüncü sütunda şokların etkileri ayrı ayrı değerlendirildiğinde
sonuçların birbiriyle çeliştiği dolayısıyla etkinin olmadığı sonucuna varılmıştır.
Tablo 3.2.9.4. Reel Kur Şoklarının Faiz Oranları Üzerine Etkilerinin Test Edilmesi
Asimetri Testi
Pozitif şoklar
Negatif Şoklar
VAR Modeli
0,08
0
(-)*
İndirgenmiş Model
0,05
(-)**
0
Yapısal Model
0,36
0
0
3.2.10. Reel Kur Şoklarının Bankalararası Faiz Oranları Üzerine Etkileri
Bankalararası faiz oranları Merkez Bankasının ekonomik konjonktüre göre
belirlediği bir politika aracıdır. Merkez Bankası bankalararası faiz oranını belirlerken
ekonominin nabzını tutan temel göstergeleri değerlendirir. Bu çalışmada, Merkez
Bankasının kullandığı göstergelerin faiz oranları, büyüme ve fiyatlar olduğu
varsayılmıştır. Denklem 3.2.10.1 bankalararası faiz oranları modelini göstermektedir.
77
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Denklem 3.2.10.1
rint = f(y, p ,r, kukla değişkenler),
Değişkenlerin Tanımları ve Kaynakları
Değişkenler
rint
:
Bankalararası faiz oranları; DPT Temel Ekonomik Göstergeler
r
:
Reel faiz oranı; DPT Temel Ekonomik Göstergeler’den alınan
hazine devlet iç borçlanma senetleri faiz oranı GSMH deflatörü
kullanılarak reel oranlara dönüştürülmüştür.
p
:
GSMH deflatörü; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla
GSMH verilerinden alınmıştır.
y
:
GSMH; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla GSMH
verilerinden alınmıştır.
s1,s2,s3
:
Mevsimsellik etkilerini bertaraf etmek için kullanılan üç aylık
kukla değişkenler
Diğer kukla :
1994:1 ve 1994:3’te 1, diğer dönemlerde 0 değerini alan ve 1994
değişkenler
krizini kontrol etmek üzere kullanılan kukla değişken; 11 Eylül
2001 terörist saldırılarının etkilerini kontrol etmek üzere
kullanılan, 2001:4’de 1 değerini alan kukla değişken;2000:4’te
yaşanan krizi kontrol etmek için kullanılan kukla değişken
Tablo 3.2.10.1. Bankalararası Faiz Oranları VAR Modelinin İstatistikleri
Örneklem: 1989:2-2001:4
VAR Modelinin İstatistikleri
R-kare
Uyarlanmış R-kare
Standard Hata
Hata Karelerinin Toplamı
Log Likelihood
Durbin-Watson
0.973991
0.945814
0.038984
0.036474
112.3303
2.211167
Bağımlı Değişkenin Ortalaması
Bağımlı Değişkenin Standard Sapması
Akaike Kriteri
Schwarz Kriteri
F-istatistiği
F-olasılık
0.002590
0.167472
-3.346288
-2.323557
34.56742
0.000000
Hata Teriminin İstatistikleri
Ortalama
Kurtosis
-4.86E-18 Jarque-Bera
2.695702 Olasılık
0.216422
0.897438
Hata Teriminin ADF Testi
ADF Test İstatistiği
-5.268630 %1 Kritik Değeri
78
3.5682
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Şekil 3.2.10.1, bankalararası faiz oranı VAR metodolojisi ile tahmin edildiğinde
ortaya çıkan hata terimini sunmaktadır. Tablo 3.2.10.1 ise bu modelin istatistiklerini
göstermektedir. Denklemin R-karesi bu denklemin açıklayıcılığının yüksek olduğunu
göstermektedir. Denklemin hata terimi incelendiğinde, hata teriminin ADF testine göre
durağan olduğu, Jarque-Bera testine göre ise normal dağıldığı gözlenmektedir.
Şekil 3.2.10.1. Bankalararası Faiz Oranları VAR Modeli
1.0
0.5
0.10
0.0
0.05
-0.5
0.00
-1.0
-0.05
-0.10
90
91
92
93
94
95
96
97
Gerçekleşme
Hata Terimi
98
99
00
01
Tahmin
Bankalararası faiz oranlarının yapısal modeli, Denklem 3.2.10.2’de faiz oranı
için açıklayıcı olarak öngörülen tüm değişkenleri kapsamaktadır. Yapısal model,
Denklem 3.2.10.2 ve Tablo 3.2.10.2’de detaylı olarak sunulmuştur. Şekil 3.2.10.2’de bu
modelin performansı yer almaktadır. Tablo 3.2.10.3’de yer alan ekonometrik testler
modelin uygunluğunu göstermektedir.
Denklem 3.2.10.2
d log(r int) = c(1) + c(2) * s1 + c(3) * s2 + c(4) * s3 + c(5) * d log(r int(−2)) + c(6) * d log(r int(−3)) + c(7) * d log(r)
+ c(8) * d log(r(−2)) + c(9) * d log(r(−3)) + c(10) * d log(p) + c(11) * d log(p(−1)) + c(12) * d log(p(−3))
+ c(13) * d log(y(−2)) + c(14) * d log(y(−3)) + c(15) * dum1 + c(16) * dum2
79
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.10.2. Bankalararası Faiz Oranlarının Yapısal Modeli
Örneklem: 1989:2-2001:4
Değişken
c(1)
c(2)
c(3)
c(4)
c(5)
c(6)
c(7)
c(8)
c(9)
c(10)
c(11)
c(12)
c(13)
c(14)
c(15)
c(16)
R-kare
U. R-kare
S. Hata
HKT
LL
Durbin-Watson
Katsayı
0.312769
-0.450466
-0.335884
0.131219
-0.714921
0.215310
0.372888
0.531273
-0.302756
-0.431071
-0.358965
-0.472954
0.406655
0.748995
0.528872
-0.185736
0.919917
0.886549
0.056132
0.113429
85.53861
2.042171
Std. Hata
0.068824
0.126943
0.177850
0.089778
0.085469
0.079473
0.093768
0.103226
0.112665
0.154294
0.133320
0.189166
0.233349
0.268930
0.061898
0.093317
BO
BSS
Akaike K.
Schwarz K.
F-istatistiği
F-olasılık
t-İstatistiği
4.544472
-3.548577
-1.888577
1.461594
-8.364633
2.709231
3.976703
5.146700
-2.687210
-2.793831
-2.692505
-2.500213
1.742691
2.785095
8.544327
-1.990378
Olasılık
0.0001
0.0011
0.0670
0.1525
0.0000
0.0103
0.0003
0.0000
0.0108
0.0083
0.0107
0.0171
0.0899
0.0085
0.0000
0.0542
0.000288
0.166650
-2.674562
-2.074179
27.56880
0.000000
Tablo 3.2.10.3. Bankalararası Faiz Oranlarının Yapısal
Modelinin Ekonometrik Testleri
Breusch-Godfrey Serisel Korelasyon Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
1.360846
7.559574
Olasılık
Olasılık
0.269354
0.109111
0.304828
0.315308
Olasılık
Olasılık
0.583381
0.574441
ARCH Test:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
Şekil 3.2.10.2. Bankalararası Faiz Oranlarının Yapısal Modeli
1 .0
0 .5
0 .2
0 .0
0 .1
-0 .5
0 .0
-1 .0
-0 .1
-0 .2
89
90
91
92
93
94
95
H a ta T e rim i
96
97
G e rç e k le ş m e
80
98
99
00
01
T a h m in
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.10.4 reel kur şoklarının bankalararası faiz oranları üzerindeki
asimetrik etkilerinin Wald katsayı testi sonuçlarını sunmaktadır. Tablo, bankalararası
faiz oranlarının beklenmedik kur devalüasyonu ve değerlenmesinden simetrik bir
biçimde etkilendiğini göstermektedir.
Pozitif ve negatif kur şoklarının bankalararası faiz oranları üzerindeki etkilerinin
birbirlerine eşitliği sıfır hipotezi, Wald katsayı testinin sonuçlarına göre, bankalararası
faiz oranlarının üç farklı metodolojiyle kurulan modellerinde kabul edilmiştir.
Tablo 3.2.10.4. Reel Kur Şoklarının Bankalararası Faiz Oranları Üzerine
Etkilerinin Test Edilmesi
Asimetri Testi
Pozitif şoklar
Negatif Şoklar
VAR Modeli
0,68
0
0
İndirgenmiş Model
0,39
0
0
Yapısal Model
0,42
0
0
3.2.11. Reel Kur Şoklarının M0 Üzerine Etkileri
Parasal ekonomi alanında çalışan ekonomistler para talebinin modellenmesi
konusuna büyük çaba harcamışlardır. Para talebi olarak hangi değişkenin kullanılacağı
ve para talebi fonksiyonunun hangi değişkenlerden oluşmasının gerektiği tartışılan
konuların başında yer almaktadır. Para talebi; işlem talebi, spekülatif talep ve tedbirsel
talep olmak üzere üçe ayrılmış ve ayrı ayrı incelenmiştir. Para talebi ile ilişkili
değişkenler olarak, gelir ve faiz oranları varsayılmıştır.
Para talebinin bir bileşeni işlem talebidir. Bu talebin ortaya çıkma sebebi,
harcamaların ve gelirlerin hatalı senkronizasyonundan kaynaklanmaktadır. Eğer bütün
işlemlerin aynı zamanda gerçekleştirildiği kusursuz bir ekonomi olabilseydi, o zaman
harcamalar ve ödemeler aynı anda olur ve bireyler nakite ihtiyaç duymazlardı. Ancak,
ödemeler ve harcamalar eşzamanlı olmadığından nakit için işlem talebi oluşmaktadır.
Öte yandan eğer eşzamanlı ödemeler ve harcamalar olabilseydi bile bir kredi
81
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
piyasasının varolması da işlem talebi yaratırdı. Çıkış noktası bu şekilde verilen işlemler
için gerekli olan para talebi, gelir ve kredi işlemlerinin maliyetinin pozitif, faiz
oranlarının ise negatif fonksiyonu olarak modellenmektedir.
Tedbirsel talep, belirsizliğin bir yansıması olarak ortaya çıkmıştır. Bu talebin
ima ettiği model işlem talebi modelinin benzeridir. Ancak, talebi belirleyen değişkenlere
beklenmedik bir açığın finansman maliyeti de tanım gereği eklenmektedir.
Keynesyen yaklaşıma göre belirsizlik spekülatif para talebine neden olmaktadır.
Belirsizlik gelecekteki fiyatların tahmin edilememesine yol açmaktadır. Harcama
birimlerinin gelecekteki faiz oranları hakkında, bekleyişlerdeki belirsizlik nedeniyle
spekülasyonda bulunmaları paraya talebi artırmaktadır.
Para talebi konusunda yapılan ampirik çalışmalar farklı para talebi
yaklaşımlarını test etmektedir. Teigen (1964), Stedry (1959) ve Tobin (1958) para
talebinin işlem talebi nedeniyle arttığını savunmuşlar ve çeşitli gelir ölçütlerini para
talebi tahmininde kullanmışlardır. Friedman (1959) ise kalıcı geliri para talebi ile
ilişkilendirmiştir. Chicago Okulunun para talebi yaklaşımı farklı olmuştur. Bu okula
bağlı ekonomistler, paranın varlık ile ilişkili olduğu teorisini ortaya atmışlardır. Ancak,
verilerin seçimi ve kullanımının yarattığı problemlerden dolayı, en iyi ampirik para
talebi fonksiyonunun seçilmesi konusu henüz daha bir sonuca bağlanmamıştır.
Bu çalışmada, para talebinin modellenmesinde en çok kullanılan değişkenler
olan gelir ve faiz oranları kullanılmıştır. Para talebi nominal bir değişken olarak
alındığından fiyatlar da açıklayıcı değişkenlere eklenmiştir. Para talebi olarak Türkiye
için iki ayrı değişken modellenmiştir. Bu bölümde öncelikle M0 modellenecek bir
dahaki bölümde ise M1 ve repo ihalelerinin toplamı ele alınacaktır. M0 fonksiyonu
Denklem 3.2.11.1’de görülmektedir.
Denklem 3.2.11.1
M0 = f(y, p, r, kukla değişkenler),
82
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Değişkenlerin Tanımları ve Kaynakları
Değişkenler
M0
:
M0; TCMB veri dağıtım sistemi
r
:
Reel faiz oranı; DPT Temel Ekonomik Göstergeler’den alınan
hazine devlet iç borçlanma senetleri faiz oranı GSMH deflatörü
kullanılarak reel oranlara dönüştürülmüştür.
:
p
GSMH deflatörü; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla
GSMH verilerinden alınmıştır.
:
y
GSMH; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla GSMH
verilerinden alınmıştır.
s1,s2,s3
:
Mevsimsellik etkilerini bertaraf etmek için kullanılan üç aylık
kukla değişkenler
Diğer kukla :
1994:1 ve 1994:3’te 1, diğer dönemlerde 0 değerini alan ve 1994
değişkenler
krizini kontrol etmek üzere kullanılan kukla değişken; 11 Eylül
2001 terörist saldırılarının etkilerini kontrol etmek üzere
kullanılan, 2001:4’de 1 değerini alan kukla değişken;
VAR metodolojisi kullanılarak tahmin edilen M0 denkleminin performansı Şekil
3.2.11.1’de görülmektedir. Tablo 3.2.11.1’de görülen denklemin istatistiklerine göre
hata terimi normal dağılan durağan bir seridir.
Tablo 3.2.11.1. M0 VAR Modelinin İstatistikleri
Örneklem: 1990:1-2001:4
VAR Modelinin İstatistikleri
R-kare
Uyarlanmış R-kare
Standard Hata
Hata Karelerinin Toplamı
Log Likelihood
Durbin-Watson
0.816122
0.607169
0.045228
0.045002
99.22501
1.818640
Bağımlı Değişkenin Ortalaması
Bağımlı Değişkenin Standard Sapması
Akaike Kriteri
Schwarz Kriteri
F-istatistiği
F-olasılık
0.133392
0.072161
-3.051042
-2.037475
3.905778
0.000973
Hata Teriminin İstatistikleri
Ortalama
Kurtosis
-5.18E-18 Jarque-Bera
3.318075 Olasılık
0.283284
0.867932
Hata Teriminin ADF Testi
ADF Test İstatistiği
-4.534443 %1 Kritik Değeri
83
-3.5778
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Şekil 3.2.11.1. M0’ın VAR Modeli
0.3
0.2
0.1
0.10
0.0
0.05
0.00
-0.05
-0.10
90
91
92
93
94
95
Hata Terimi
96
97
98
99
Gerçekleşme
00
01
Tahmin
M0’ın yapısal modeli Denklem 3.2.11.2’de, bu modelin detayı ise Tablo
3.2.11.2’de verilmiştir. Tablo 3.2.11.3 bu denklemin ekonometrik olarak uygun
olduğunu göstermektedir.
Denklem 3.2.11.2
d log(M 0) = c(1) + c(2) * s1 + c(3) * s2 + c(4) * s3 + c(5) * d log(M 0(−2)) + c(6) * d log(y) + c(7) * d log(y(−1))
+ c(8) * d log(p(−1)) + c(9) * d log(p(−2)) + c(10) * d log(r) + c(11) * d log(r(−3))
Tablo 3.2.11.2. M0’ın Yapısal Modeli
Örneklem: 1989:2-2001:4
Değişken
c(1)
c(2)
c(3)
c(4)
c(5)
c(6)
c(7)
c(8)
c(9)
c(10)
c(11)
R-kare
U. R-kare
S. Hata
HKT
LL
Durbin-Watson
Katsayı
-0.308749
0.311496
0.568856
0.653198
-0.249974
-0.729139
0.360505
0.337986
0.408875
-0.196993
-0.213925
Std. Hata
0.102902
0.129988
0.146736
0.144973
0.124978
0.208509
0.198822
0.120137
0.130642
0.062694
0.072183
0.644348
0.557604
0.050082
0.102837
88.08734
2.246747
BO
BSS
Akaike K.
Schwarz K.
F-istatistiği
F-olasılık
84
t-İstatistiği
-3.000409
2.396344
3.876740
4.505641
-2.000142
-3.496925
1.813207
2.813328
3.129732
-3.142150
-2.963641
Olasılık
0.0046
0.0212
0.0004
0.0001
0.0521
0.0011
0.0771
0.0075
0.0032
0.0031
0.0050
0.135212
0.075297
-2.964898
-2.552134
7.428126
0.000001
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.11.3. M0’ın Yapısal Modelinin Ekonometrik Testleri
Breusch-Godfrey Serisel Korelasyon Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
1.682999
6.098814
Olasılık
Olasılık
0.186910
0.106900
0.918543
0.938443
Olasılık
Olasılık
0.342563
0.332679
ARCH Testi:
F-statistic
Obs*R-squared
Şekil 3.2.11.2. M0’ın Yapısal Modeli
0 .4
0 .3
0 .2
0 .1
0 .2
0 .0
0 .1
0 .0
-0 .1
-0 .2
89
90
91
93
92
94
95
96
98
97
G e rç e k le ş m e
H a ta T e rim i
99
00
01
T a h m in
Tablo 3.2.11.4 reel kur şoklarının M0 üzerine asimetrik etkilerinin testlerini
sunmaktadır. Bu tabloda indirgenmiş model satırının karşısında ‘-‘ olmasının nedeni,
VAR modelinin indirgenmesi sonucunda reel kur şoklarının denklem üzerinde herhangi
bir açıklayıcılığının olmaması, bir başka deyişle bu reel kur şoklarının denklemden
elenmiş olmasıdır. Diğer taraftan, VAR modeli ve yapısal modelde pozitif ve negatif
reel kur şoklarının katsayılarının toplamının birbirine eşit olduğu, bir başka deyişle kur
değerlenmesinin ve kur değer kaybının etkilerinin simetrik olduğu sonucuna varılmıştır.
Tablo 3.2.11.4. Reel Kur Şoklarının M0 Üzerine Etkilerinin Test Edilmesi
Asimetri Testi
Pozitif şoklar
Negatif Şoklar
VAR Modeli
0,17
(-)*
0
İndirgenmiş Model
-
-
-
0,52
0
0
Yapısal Model
85
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
3.2.12. Reel Kur Şoklarının M1R Üzerine Etkileri
Para talebinin teorisi bir önceki bölümde M0 için anlatıldığından burada
tekrarlanmayacaktır. M1R’nin fonksiyonu Denklem 3.2.12.1’de görülmektedir.
Denklem 3.2.12.1
M1R = f(y, p, r, kukla değişkenler),
Değişkenlerin Tanımları ve Kaynakları
Değişkenler
M1R
:
M1 para arzı + repo miktarları; M1 para arzı, TCMB veri
dağıtım sistemi, repo miktarı DPT temel Ekonomik Göstergeler
:
r
Reel faiz oranı; DPT Temel Ekonomik Göstergeler’den alınan
hazine devlet iç borçlanma senetleri faiz oranı GSMH deflatörü
kullanılarak reel oranlara dönüştürülmüştür.
:
p
GSMH deflatörü; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla
GSMH verilerinden alınmıştır.
:
y
GSMH; DİE harcamalar yoluyla, 1987 fiyatlarıyla GSMH
verilerinden alınmıştır.
s1,s2,s3
:
Mevsimsellik etkilerini bertaraf etmek için kullanılan üç aylık
kukla değişkenler
Diğer kukla :
1994:1 ve 1994:3’te 1, diğer dönemlerde 0 değerini alan ve 1994
değişkenler
krizini kontrol etmek üzere kullanılan kukla değişken; 11 Eylül
2001 terörist saldırılarının etkilerini kontrol etmek üzere
kullanılan, 2001:4’de 1 değerini alan kukla değişken;
Şekil 3.2.12.1 ise M1R denkleminin VAR modelinin hata terimini
yansıtmaktadır. Tablo 3.2.12.1 ise bu denklemin istatistiklerini sunmaktadır. Denklemin
hata terimi ADF testine göre durağandır. Hata teriminin ortalaması sıfırdır, ve Jarquebera testinin olasılığının sıfırdan farklı olması hata teriminin dormal dağıldığını
göstermektedir.
86
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.12.1. M1R VAR Modelinin İstatistikleri
Örneklem: 1989:2-2001:4
VAR Modelinin İstatistikleri
R-kare
Uyarlanmış R-kare
Standard Hata
Hata Karelerinin Toplamı
Log Likelihood
Durbin-Watson
0.804682
0.575396
0.110411
0.280382
60.32154
1.833624
Bağımlı Değişkenin Ortalaması
Bağımlı Değişkenin Standard Sapması
Akaike Kriteri
Schwarz Kriteri
F-istatistiği
F-olasılık
0.187652
0.169441
-1.267511
-0.206901
3.509510
0.001593
Hata Teriminin İstatistikleri
Ortalama
Kurtosis
-8.24E-17 Jarque-Bera
3.638074 Olasılık
0.987630
0.610294
Hata Teriminin ADF Testi
ADF Test İstatistiği
-4.635742 %1 Kritik Değeri
-3.5682
Şekil 3.2.12.1. M1R’nin VAR Modeli
0.6
0.4
0.2
0.0
0.3
0.2
-0.2
0.1
-0.4
0.0
-0.1
-0.2
-0.3
90
91
92
93
94
95
96
Gerçekleþme
Hata Terimi
97
98
99
00
01
Tahmin
Denklem 3.2.12.2’de ve Tablo 3.2.12.2’de sunulan M1R’nin yapısal modelinde
gelirin açıklayıcı olduğu görülmektedir. Öte yandan faiz oranları ve fiyatlar bu
denklemde açıklayıcı bulunmamıştır. Yapısal modelin performansı Şekil 3.2.12.2’de
verilmiştir. Tablo 3.2.12.3 ekonometrik olarak yapısal modelin herhangi bir probleminin
bulunmadığını göstermektedir.
Denklem 3.2.12.2
d log(M1R) = c(1) + c(2) * s1 + c(3) * s2 + c(4) * s3 + c(5) * d log(M1R(−3)) + c(6) * d log(y(−2)) + c(7) * d log(y(−4))
+ c(8) * dum1 + c(9) * dum2 + c(10) * dum3
87
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.12.2. M1R’nin Yapısal Modeli
Örneklem: 1989:2-2001:4
Değişken
c(1)
c(2)
c(3)
c(4)
c(5)
c(6)
c(7)
c(8)
c(9)
c(10)
R-kare
U. R-kare
S. Hata
HKT
LL
Durbin-Watson
Katsayı
0.057476
0.257884
-0.157677
0.003898
0.567982
-1.103186
-0.697720
0.370550
0.294264
-0.546332
Std. Hata
0.115936
0.108491
0.214410
0.268546
0.108733
0.403781
0.395845
0.121998
0.121590
0.123294
0.584327
0.501192
0.116567
0.611459
45.68750
2.266337
BO
BSS
Akaike K.
Schwarz K.
F-istatistiği
F-olasılık
t-İstatistiği
0.495757
2.377009
-0.735401
0.014515
5.223652
-2.732142
-1.762610
3.037341
2.420138
-4.431144
Olasılık
0.6225
0.0218
0.4659
0.9885
0.0000
0.0090
0.0848
0.0040
0.0196
0.0001
0.181437
0.165048
-1.297727
-0.932757
7.028688
0.000003
Tablo 3.2.12.3. M1R’nin Yapısal Modelinin Ekonometrik Testleri
Breusch-Godfrey Serisel Korelasyon Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
0.396890
2.050265
Olasılık
Olasılık
0.809688
0.726514
2.163831
4.221903
Olasılık
Olasılık
0.125523
0.121123
ARCH Testi:
F-istatistiği
Gözlem*R-kare
Şekil 3.2.12.2. M1R’nin Yapısal Modeli
0.6
0.4
0.2
0.4
0.0
-0.2
0.2
-0.4
0.0
-0.2
-0.4
89
90
91
92
93
94
95
96
97
Gerçekleşme
Hata Terimi
88
98
99
00
01
Tahmin
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.2.12.4 reel kur şoklarının M1R üzerine etkilerinin Wald test kullanılarak
incelenmesinin sonuçlarını sunmaktadır. Tablo 3.2.12.4’ün ilk sütunu pozitif ve negatif
reel kur şoklarının M1R üzerindeki etkilerinin eşitliği sıfır hipotezinin test sonuçlarını
vermektedir. Buna göre, VAR modeli ve indirgenmiş model sıfır hipotezini
reddederken, yapısal model sıfır hipotezini kabul etmektedir. Tablonun ikinci ve üçüncü
sütunları pozitif şokların ve negatif şokların M1R üzerine etkilerini yansıtmaktadır.
Negatif reel kur şoklarının, bir başka deyişle beklenmedik kur değerlenmesinin, M1R
üzerine bir etkisi görülmemektedir. Öte yandan, beklenmedik kur devalüasyonu yani
pozitif kur şokları para talebini azaltmaktadır.
Tablo 3.2.12.4. Reel Kur Şoklarının M1R Üzerine Etkilerinin Test Edilmesi
Asimetri Testi
Pozitif şoklar
Negatif Şoklar
VAR Modeli
0,16
(-)**
0
İndirgenmiş Model
0,03
(-)**
0
Yapısal Model
0,18
0
0
3.3. Analizlerin Değerlendirilmesi
Reel kur şoklarının ekonomi üzerine etkileri her zaman ilgi çeken ve üzerinde
çalışılan bir konu olmuştur. Ancak beklenmedik devalüasyon ile beklenmedik kur
değerlenmesinin ekonomi üzerine etkilerinin birbirine benzer olabileceği varsayımı
geçerli olmayabilir. Bu varsayımın hatalı olduğu hem çeşitli teorik çalışmaların
bulguları, hem de ekonomilerin gözlemlenmesi ile desteklenebilir. Reel kurun
etkilerinin asimetrik olabileceği varsayımı öncelikle çeşitli mikro bazlı çalışmalarda
ortaya atılmıştır. Firmaların devalüasyon ve değerlenme dönemlerinde farklı üretim,
yatırım ve ihracat kararları verebileceği teorileri vardır. Öte yandan makro bazda hem
teorik hem de ampirik olarak reel kurun etkilerinin asimetrik olabileceği de Kandil
(2000)’de gösterilmiştir.
Kandil (2000) çalışması, Türkiye’yi de içine alan bir grup ülke için reel kur
şoklarının üretim ve fiyatlar üzerine asimetrik etkiler yaratabileceğini göstermiştir. Bu
etkilerin birbirinden farklı olmasını farklı arz ve talep kanallarına bağlayan çalışma, bu
89
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
kanalların incelenmesini gerçekleştirmemekte sadece kurduğu model çerçevesinde
savunmaktadır. Bu çalışmada ise reel kurun talep üzerine etkileri ayrı ayrı ele alınmış ve
beklenmedik kur şoklarının talep bileşenleri, fiyatlar ve parasal göstergeler üzerine
etkileri incelenmiştir.
Sonuçlar her bir değişken için ayrıntılı olarak değerlendirilmiş olsa da genel bir
değerlendirme yapmakta fayda görülmektedir. Beklenmedik pozitif ve negatif reel kur
şokları, bir başka deyişle devalüasyon ve kur değerlenmesi, tüketim, ithalat ve faiz
oranları üzerinde birbirlerine benzer bir etki yaratmaktadır (Tablo 3.3.1). Oysa özel
yatırım, kamu yatırımı, ve ihracat üzerindeki kur devalüasyonu ve kur değerlenmesi
etkileri farklıdır. Bu durum, mikro temelli teorileri desteklemektedir. Beklenmedik kur
değerlenmesi ve devalüasyonu dönemlerinde firmalar farklı kriterleri temel alarak
kararlar vermekte ve bu kararlar çerçevesinde, farklı dönemlerdeki davranışlar
birbirleriyle farklılaşmaktadır. Firmaların farklı kararları ekonomi genelini etkilemekte
ve toplam yatırım ve ihracatın beklenmedik kur şoklarında farklılaşması sonucunu
getirmektedir.
Beklenmedik kur devalüasyonu toplam yatırımlarda düşüşe yol açmaktadır.
Yatırımlar böyle bir durumda reel sektöre yönelmeyebilir. Bunun sebebi beklenmedik
devalüasyonun yarattığı kredibilite kaybı ve istikrarsızlık ortamıdır. Öte yandan kur
değerlendiğinde reel yatırıma yönlenme gerçekleşmemektedir. Bu durum kur
değerlenmesinin uzun dönemden sapma olarak algılanması ve kredibilitenin artması
anlamına gelmemesidir. Dolayısıyla kur değerlenmesi döneminde özel yatırımlar
değişmemektedir.
Kamu yatırımları ise hükümetin son yıllarda artan faiz yükünü finanse
edebilmek için uyguladığı sıkı maliye politikası nedeniyle bütçeden düşük bir pay
almaktadır. Ancak kur değerlenmesi dönemlerinde kamunun faiz dışı fazlasının göreli
olarak artması nedeniyle bu artış kamu yatırımlarına yansıtılmaktadır.
Tablo 3.3.1’e göre beklenmedik kur değerlenmesi dönemlerinde ihracatta azalış
görülmektedir. Bu beklenen bir sonuçtur. Ancak beklenmedik kur değer kaybında
ihracatın değişmediği görülmektedir. Bu durum mikro temelli firma davranışları
teorilerini desteklemektedir. Bu dönemlerde firmalar daha fazla kar yapabilecekleri
90
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
halde piyasa paylarını düşünerek fiyat artışına gitmezler. Knetter (1989)’da belirtildiği
gibi kurda yaşanan değer kaybının sonucunda gözlenen nakit akışındaki (cash flow)
artış, kur değerlenmesi sonucunda azalan nakit akışına göre daha düşük derecelidir.
Türkiye örneğinde kur değer kaybındaki nakit artışın ihmal edilebilir olduğu
görülmektedir.
Bu
durum
ihracat
rakiplerimizin
piyasadaki
etkinliğinden
kaynaklanmaktadır.
Tablo 3.3.1. Reel Kurun Asimetrik Etkileri
Asimetri Testi
VAR
Özel Dayanıklı Tüketim
Özel Dayanıksız Tüketim
Özel Yatırım
Kamu Tüketimi
Kamu Yatırımı
Toplam İhracat
Toplam İthalat
Fiyatlar
M0
M1R
DİBS Faiz Oranları
Bankalararası Faiz Oranları
0.31
0.26
0.01
0.90
0.06
0.03
0.64
0.23
0.17
0.16
0.08
0.68
İndirgenmiş
Yapısal
Model
Model
0.05
0.31
0.13
0.06
0.00
0.19
0.03
0.05
0.39
0.54
0.38
0.06
0.81
0.07
0.22
0.64
0.24
0.52
0.18
0.21
0.42
Not (1): İndirgenmiş modelde, FPE bazı modellerde kur şoklarını elimine
ettiğinden o şokların testleri yapılamamaktadır.
Para talebi (M1R tanımı) kurun değer kaybettiği dönemlerde düşüş
göstermektedir. Bu durum bu dönemlerde yaşanan dolarlaşmanın bir göstergesidir.
Talebin bileşenleri ve parasal göstergeler ile yaptığımız analizler, mikro temelli
kur şoklarının asimetrik etkileri teorilerinin makro çerçeveye de taşınabileceğini
göstermektedir. Firmaların beklenmedik kur şoklarında aldığı kararlar ekonominin
genelini etkilemektedir.
91
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo 3.3.2. Beklenmedik Reel Kur Şoklarının Etkileri
VAR
İndirgenmiş Model
Yapısal Model
(+)
(-)
(+)
(-)
(+)
(-)
Şoklar
Şoklar
Şoklar
Şoklar
Şoklar
Şoklar
0
(+)**
0
(+)*
0
0
Özel Dayanıklı Tük.
0
0
0
0
0
Özel Dayanıksız Tük. 0
(-)***
(-)*
0
0
(-)***
0
Özel Yatırım
0
0
0
0
Kamu Tüketimi
0
(+)*
0
(+)**
0
(+)*
Kamu Yatırımı
0
(-)***
0
(-)***
0
(-)**
Toplam İhracat
0
0
0
0
0
0
Toplam İthalat
0
(-)***
0
0
Fiyatlar
(-)*
0
0
0
M0
(-)**
0
(-)**
0
0
0
M1R
0
(-)*
(-)**
0
0
0
DİBS Faiz O:
0
0
0
0
0
Bankalararası Faiz O. 0
Not (1): *, ** ve *** Wald Katsayı Testine gore katsayıların toplamının sırasıyla 10%, 5%
ve 1% anlamlılık düzeyini temsil etmektedir..
(2): İndirgenmiş modelde, FPE bazı modellerde kur şoklarını elimine ettiğinden
o şokların testleri yapılamamaktadır.
92
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
BÖLÜM 4
SONUÇ
Reel kur şoklarının makroekonomik etkilerinin araştırılması, Türkiye gibi kriz
geçirmiş ve reel kur dalgalanmalarını sık sık yaşayan bir ülke için önem arz etmektedir.
Bu çerçevede, Türkiye ekonomisi örneği üzerine reel kur şoklarının etkilerini araştıran
çalışmalar bulunmaktadır. Ancak bu çalışmalarda göz ardı edilen bir konu
bulunmaktadır. Beklenmedik kur değerlenmesi ve değer kaybının ekonomiye
yansımaları birbirinden farklı, bir başka deyişle asimetrik olabilir. Bu çalışmada
beklenmedik reel kur şoklarının Türkiye için asimetrik etkileri incelenmiştir.
Türkiye’de reel kurun asimetrik etkilerini inceleyen ilk çalışma Kandil
(2000)’dir. Kandil (2000) çalışmasında reel kur şoklarının GSMH ve enflasyon
üzerindeki etkileri incelenmiştir. Bu çalışmada ise beklenmedik reel kur şoklarının
GSMH’nın bileşenleri, parasal göstergeler ve faiz oranları üzerine etkileri araştırılmıştır.
Bu çerçevede, söz konusu her değişken 1987:1-2001:4 dönemini kapsayan üç aylık veri
ile teorilerin ima ettiği şekilde üç ayrı metodoloji kullanılarak modellenmiştir.
Çalışmada üç ayrı metodoloji kullanılmasının nedeni sonuçların değişmezliğinin
(robustness) garanti altına alınmasıdır. İyi tanımlı, tahmin edebilirliği (predictability)
yüksek olan bu modellere beklenmedik pozitif (devalüasyon) ve negatif (değerlenme)
kur şokları eklenmiştir. Wald katsayı testi ile bu şokların etkilerinin istatistik olarak
birbirine eşit (simetrik) olup olmadığı, eğer şoklar birbirinden farklıysa (asimetrik)
istatistik olarak sıfırdan farklılığı incelenmiştir.
Wald katsayı testinin sonuçları beklenmedik pozitif ve negatif reel kur
şoklarının, bir başka deyişle beklenmedik kur değer kaybının ve değerlenmesinin, özel
yatırım, kamu yatırımı, toplam ihracat ve DİBS faiz oranları üzerinde asimetrik etki
yarattığını göstermektedir. Diğer bir deyişle, bu değişkenlerin modellerinde
beklenmedik pozitif kur şoklarının gecikmelerinin katsayılarının toplamı, beklenmedik
negatif kur şoklarının gecikmelerinin katsayılarının toplamından istatistik olarak
farklıdır.
93
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Kur şoklarının bileşenlerinin etkileri ayrı ayrı incelendiğinde beklenmedik
pozitif kur şoku, bir başka deyişle beklenmedik devalüasyon özel yatırımları ve para
talebini azaltmaktadır. Dolayısıyla beklenmedik kur değer kaybının ekonomi üzerinde
daraltıcı etkisi vardır.
Beklenmedik negatif kur şoku, bir başka deyişle kur değerlenmesi, kamu
yatırımlarını artırırken ihracatı azaltmaktadır. İhracatın GSMH içindeki ağırlığının çok
yüksek olması nedeniyle beklenmedik kur değerlenmesinin ekonomi üzerindeki toplam
etkisinin daraltıcı olduğu söylenebilir.
Wald katsayı testi DİBS faiz oranlarının da reel kur şoklarından asimetrik olarak
etkilendiğini önermektedir. Öte yandan modeller kur şoklarının pozitif ve negatif kur
şoklarının etkileri konusunda çelişkili sonuçlar üretmektedir. Bu nedenlerle, DİBS faiz
oranlarının beklenmedik kur şoklarından asimetrik etkilenmediği sonucuna varılmıştır.
Bu çalışmanın sonuçları Kandil (2000) ile karşılaştırıldığında iki çalışmanın da
kurda gözlenen reel devalüasyonla birlikte ekonominin daralacağını işaret ettiğini
görmekteyiz. Kandil (2000) bu daralmanın arz yolundan olacağını belirtmiştir. Bu
çalışmada ise yatırım yolu ile azalacağı sonucuna varılmaktadır. Bu çerçevede her iki
çalışmanın sonucu da daraltıcı devalüasyon hipotezini (contractionary devaluation
hypothesis) desteklemektedir. Öte yandan, Kandil’in devalüasyonun enflasyonist bir
etki yaratacağı tezini ampirik sonuçlar savunmamaktadır.
Beklenmedik kur değerlenmesinde Kandil ihracat yolu ile bir daralma öngörmüş
ancak
Türkiye
örneği
üzerine
yaptığı
ampirik
testler
daralma
hipotezini
desteklememiştir. Bu çalışmanın sonuçları kur değerlenmesinde ihracat kanalının
varlığını desteklemekte ancak kamu yatırımlarının ekonomide genişleme etkisi
yarattığını savunmaktadır. Kur değerlenmesinin fiyatlar üzerinde bir etki yaratmadığını
savunan Kandil (2000)’i bu çalışmanın sonuçları da desteklemektedir.
Özetlemek gerekirse, daha önce reel kur şoklarının etkilerini inceleyen
çalışmaların eksik bıraktığı bir alan bu çalışmayla araştırılmaya çalışılmıştır. Türkiye
örneği üzerine beklenmedik kur şoklarının GSMH’nın ve fiyatların etkilerini inceleyen
94
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Kandil (2000) çalışması bu çalışmayla desteklenmiş ve talep kanalıyla bu etkilerin nasıl
ortaya çıktığı ortaya konmaya çalışılmıştır.
Bu çalışma kurun beklenen değerinden yüksek oranda sapması halinde Türkiye
ekonomisinin bu durumdan olumsuz etkileneceğini savunmaktadır. Bu nedenle,
Türkiye’de politikalar ve stabilizasyon programları oluşturulurken beklenmedik kur
şoklarının
göz
önüne
alınmasının
hedeflere
ulaşmak
için
gerekli
olduğu
düşünülmektedir.
95
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Kaynakça
Adler, M. ve B. Lehman (1983). “Deviations from Purchasing Power Parity in the Long
Run,” Journal of Finance 39: 1471-1487.
Agenor, P.R. (1991). “Output, devaluation and the real exchange rate in developing
countries,” Weltwirtschaftlishes Archive 127: 18-41.
Ando, A. ve F. Modigliani (1963). “The Life Cycle Hypothesis of Saving: Aggregate
Implications and Tests,” American Economic Review: 55-84.
Balassa, B. (1964). “The Purchasing Power Parity Doctrine: A Reappraisal,” The
Journal of Political Economy 72: 584-596.
Baldwin, R. ve P. Krugman (1989). “Persistent trade effects of large exchange rate
shocks,” Quarterly Journal of Economics, 104:635-654.
Berument, H ve M. Pasaogulları (2002). “Effects of real exchange rate on output and
inflation: evidence from Turkey.”, mimeo.
Bilson, J. F. O. (1978a). “The Monetary Approach to the Exchange Rate: Some
Empirical Evidence,” Staff Papers 25: 48-75.
Bilson, J. F. O. (1978b). “Rational Expectations and the Exchange Rate,” in J. Frenkel
and H. Johnson, The Economics of Exchange Rates, Addison-Wesley, Reading Mass.
Bird, R. C. ve R. G. Bodkin (1965). “The National Service Life Insurance Dividend of
1950 and Consumption: A Further Test of the ‘Strict Permanent Income Hypothesis,”
Journal of Political Economics: 499-515.
Bodkin, R. (1959). “Windfall Income and Consumption,” American Economic Review:
602-614.
Boratav, K., E. Yeldan ve A. Köse (2001), “Turkey: Globalization, Distribution and
Social Policy,” Taylor, L. (ed.), External Liberalization, Economic Performance and
Social Policy, Oxford: Oxford University Press, 317-363.
Branson, W. H., H. Halttunenenand P. Masson (1977), “Exchange Rates in the Short
Run: The dollar Deutchemark Rate,” European Economic Review 10: 303-324.
Bruno, M. (1979). “Stabilization and stagflation in a semi-industrialized economy,” in
International Economic Policy, R. Dornbusch and J. Frankel, (eds.) Baltimore, MD
Johns Hopkins University Press.
Cagan, P. (1956). “The Monetary Dynamics of Hyperinflation,” In Friedman, M. (eds),
Studies in the quantity theory of Money. Chicago University of Chicago Press:25-117.
Cassel, G. (1922). “Money and Foreign Exchange after 1914,” MacMillan, New York.
96
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Celasun, M. (2002), “2001 Krizi, Öncesi ve Sonrası: Makroekonomik ve Mali Bir
Değerlendirme,” Dikmen, A. (ed), Küreselleşme, Emek Süreçleri ve Yapısal Uyum,
Türk Sosyal Bilimler Derneği, Ankara: İmge Yayınları (baskıda)
Cheung, Y. ve K. Lai (1993). “Long Run Purchasing Power Parity During the Recent
Float,” Journal of International Economics 34: 181-192.
Chinn, D. M. (1997). “ Sectoral Productivity, Government Spending and Real Exchange
Rates: Empirical evidence for OECD Countries,” NBER Working Paper, 6017.
Copelman, M. ve A.M. Werner (1996). “The monetary transmission mechanism in
Mexico,” Working paper, Federal Reserve Board.
Corbae, D. ve S. Quliaris (1988), “Cointegration and Tests of Purchasing Power Parity,”
Review of Economics and Statistics 70: 508-521.
Cover, J.P. (1992). “Asymmetric effects of positive and negative money supply
shocks,” Quarterly Journal of Economics, Vol. 107, No.4, pp. 1261-82.
DeGregorio, J. ve H. Wolf (1994). “Terms of Trade, Productivity and Real Exchange
Rate,” NBER Working Paper, 4807.
Davidson, J. ve D. Hendry. (1981). “Interpreting Economic Evidence: The Behavior of
Consumers’s Expenditure in the UK” European Economic Review, 16: 177-592.
Dixit, A. (1989). “Hysteresis, import penetration, and exchange rate pass-through,”
Quarterly Journal of Economics, 54: 205-227.
Domac, İ. (1997). “Are devaluations contractionary?” Journal of Economic
Development, Volume 22: 145-163.
Dornbusch, R. (1980). “Exchange Rate Economics: Where do we Stand?” Brookings
Papers on Economic Activity 1: 145-185.
Dornbusch, R. (1988). Open Economy Macroeconomics, 2nd edition, New York.
Duesenberry, J. (1948). Income Saving and the Theory of Consumer Behavior,
Cambridge, Mass.
Edison, H. (1987). “Purchasing Power Parity in the Long Run: A teset of the
Dollar/Pound Exchange Rate (1890-78),” Journal of Money, Credit and Banking 19:
376-387.
Edison H. ve J.T. Klovan (1987). “A Quantitative Reassasment of the Purchasing power
Parity Hypothesis: Evidance from Norway and United Kingdom,” Journal of Applied
Econometrics 2: 309-333.
Edwards, S. (1985). “Are devaluations contractionary?” NBER Working Paper No:
1676
97
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Edwards, S. (1989). Real Exchange Rates, Devaluation and Adjustment, MIT Press.
Cambridge, MA
Edwards, S. ve M. A. Savastano (1999).”Exchange Rtaes in Emerging Economies:
What do we Know? What Do we Need to Know?,” NBER Working Papers:7228.
Enders,W. (1988). “Arima and Cointegration Tests of PPP Under Fixed and Flexible
Exchange Rate Regimes,” Review of Economics and Statistics 70: 504-508.
Erlat, G. ve H. Erlat (1991). “An Empirical Study of Turkish Export and Import
Function” CBRT and METU.
Fisher, I (1930). The Theory of Interest, New York, Macmillan.
Fisher, E. ve J. Park (1991). “Tseting Purchasing Power Parity Under the Null
Hypothesis Cointegration,” The Economic Journal 101: 1476-1484.
Frankel, J. A. (1982a). “The Mystery of the Multiplying Marks: A Modification of the
Monetary Model,” Review of Economics and Statistics 64: 515-519.
Frankel, J. A. (1982b). “In Search of the Exchange Rate Premium: A Six-currency Test
Assuming Mean Variance Optimization,” Journal of International Money and Finance
1: 255-274.
Frenkel, J. A. (1976). “A Monetary Approach to the Exchange Rate: Doctrinal Aspects
and Empirical Evidence,” Scandinavian Journal of Economics 78: 200-224.
Frenkel, J. A. ve K. W. Clements (1981). “Exchange Rates in the 1920’s: A Monetary
Approach,” in Flanders and Razin, Development in an inflationary World, Academic
Press, New York:238-318.
Friedman, M. (1957). A Theory of the Consumption Function, Princeton N.J.
Friedman, M. (1959). “The Demand for Money: Some Theoretical and Empirical
Results,” Journal of Political Economy: 327-351.
Froot, K.A. ve P.D. Klemperer (1989). “Exchange rate pass-through when market share
matters” American Economic Review 79:637-654.
Froot, K.A. ve K. Rogoff (1995). “Perspectives on PPP and Long Run Real Exchange
Rates,” In: Grossman, G. Ve Rogoff K., Handbook of International Economics, Vol. 3,
North Holland, New York: 1647-1688.
Garcia, R. ve H. Schaller (1999). “Are the Effects of Monetary Policy Asymmetric,”
mimeo.
Goldberg, P.K. (1995). “Product differentiation and oligopoly in international markets:
The case of the U.S. automobile industry,” Econometrica, 63:891-951.
98
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Goldstein, M. ve M. S. Khan (1985). “ Income and Price Effects in Foreign Trade,” in
R. W. Jones and P. B. Kenen (eds.) Handbook of International Economics (Vol. II) New
York: Elsevier Science Publication: 1041-1105.
Hamilton, J. (1989). “A New Approach to the Economic Analysis of Nonstationary
Time Series and the Business Cycle,” Econometrica (57): 357-381.
Houthakker, H. ve S. Magee (1969). “Income and price Elasticities in World Trade,”
Review of Economics and Statistics (41):111-25.
Hsieh, D. (1982). “The Determination of the Real Exchange Rate: The Productivity
Approach,” Journal of International Economics 12: 355-362.
Huizinga, J. (1987). “An Empirical Investigation of the Long Run Behavior of Real
Exchange Rtates,” Carnegie-Rochester Series on Public Policy 27: 149-215.
Kamin, S.B. ve J.H. Rogers (2000). “Output and the real exchange rate in developing
countries: an application to Mexico,” Journal of Development Economics, 62, 85-109.
Kandil, M. (2000). “The asymmetric effects of exchange rate fluctuations: Theory and
evidence from developing countries,” IMF Working Paper, WP/00/184
Kandil, M. (2001). “Asymmetry in the Effects of US Government Spending Shocks:
Evidence and Implications,” The Quarterly Review of Economics and Finance (41):
137-165.
Kandil, M. (2002). “Asymmetry in the effects of monetary and government spending
shocks: contrasting evidence and implications,” Economic Inquiry, 40 (2): 288-313.
Kandil, M, ve A. Mirzaie (2002). “Exchange rate fluctuations and disaggregated
economic activity in the US: Theory and evidence,” Journal of International Money and
Finance, 21:1-31.
Karras, G. (1996a). “Are the Output Effects of Monetary Policy Asymmetric? Evidence
from a Sample of European Countries,” Oxford Bulletin of Economics and Statistics
(58): 267-278.
Karras, G. (1996b). “Why are the Effects of Money-Supply Shocks Asymmetric?
Convex Aggregate Supply or Pushing on a String,” Journal of Macroeconomics (18):
605-619.
Keynes, J. M. (1936). The General Theory of Employment, Interest and Money,
London, Mcmillan chap 11-12.
Kibritçioğlu, A. (2001). “Causes of Inflation in Turkey: A Literature Survey with
Special Reference to Theories of Inflation,” Office of Research Working Paper 010115.
99
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Kim, H. (1990). “Purchasing Power Parity in the Long Run: A Contegration Approach,”
Journal of Money, Credit and Banking 22: 491-503.
Knetter, M.M. (1989). “Price discrimination by U.S. and German exporters,” American
Economic Review, 79:198-210.
Kreinin, M. E. (1961) “ Windfall Income and Consumption: Additional Evidence,”
American Economic Review: 388-390.
Krugman, P. ve J. Taylor (1978). “Contractionary effects of devaluation,” Journal of
International Economics, 8:445-456.
Kugler, P. ve C. Lenz (1993). “Multivariate Cointegration Analysis and the Long Run
Validity of PPP,” Review of Economics and Statistics 75: 180-184.
Lenz, C. (1997). “ Asymmetric Effects of Monetary Policy in Switzerland” Swiss
Journal of Economics and Statistics (133): 441-454.
Levich, R. (1995) “Empirical studies of Exchange Rates: Price Behavior, Rate
Determination and Market Efficiency,” Handbook of International Economic, vol. II,
edited by R. W. Jones and P. B. Kenen: Chapter 19; 980-1036.
Mark, N. (1990). “Real Exchange Rates in the Long Run: An Empirical Investigation,”
Journal of International Economics 28:115-136.
Marston, R.C. (1990). “Pricing to market in Japanese manufacturing,” Journal of
International Economics, 29:217-236.
Meade, J. (1951). The Theory of International Economic Policy, I: The Balance of
Payment, Oxford: Oxford University Press
Meese, R. ve K. Rogoff (1988). “Was it real? The Exchange Rate Interest Differential
Relation Over the Modern Floating Exchange Rate Period,” Journal of Finance 43:933948.
Modigliani F. ve R. Brumberg (1954). “Utility Analysis and the Consumption Function:
An Interpretation of Cross Section Data,” Post Keynesian Economics, New Brunswick.
Mosak, J: (1945). “ Forecasting Postwar Demand III.” Econometrica:25-53.
Mustafaoğlu, Z. (2000). “Long Run Equilibrium Real Exchange Rate Determination in
Turkey,” Phd. Dissertation, Metu.
Ostry, J. (1988). “ The Balance of Trade, Terms of Trade, and Real Exchange Rate: An
Intertemporal Optimizing Framework,” IMF Staff Papers 35(4):541-573.
Öniş, Z. ve A. Aysan (2000). “Neoliberal Globalization, The Nation-State and
Financial Crises in the Semi-Periphery : A Comparative Analysis,” Third World
Quarterly, 21 (1): 119-139.
100
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Özatay, F. (1997). “A Quarterly Macroeconometric Model,” Economic Modelling
17(1):1-17.
Özlale, U. ve E. Yeldan (2002). “ Measuring Exchange Rate Misalignment in Turkey,”
mimeo.
Reid, M. (1962). “ Consumption, Savings and Windfall Gains,” American Economic
Review: 728-737.
Rodrik, D. (1991). “Premature Liberalization and Incomplete Liberalization: The Özal
Decade in Turkey,” Bruno, M. Fıscher, S. Helpman, E. Lıvıatan, N. Merıdor, L. (eds.),
Lessons of Stabilization and its Aftermath, Cambridge: MIT Press
Rogers, J. H. ve P. Wang (1995). “Output, Inflation, and Stabilization in a Small Open
Economy: Evidence from Mexico,” Journal of Development Economics, 46: 271-293.
Samuelson, P. A. (1964). “Theoretical Notes on Trade Problems,” Review of
Economics and Statistics 46: 145-164.
Saygili, M., G. Sahinbeyoglu and P. Ozbay (1998)."Competitiveness Indicators and the
Equilibrium Real Exchange Rate Dynamics in Turkey", in Macroeconomic Analysis of
Turkey: Essays on Current Issues, Research Department, The Central Bank of The
Republic of Turkey
Simithies, A. (1945). “ Forecasting Postwar Demand I.” Econometrica:1-14.
Sims, C. A. (1980). “Macroeconomics and Reality”, Econometrica (48):1-48.
Stedry, A. (1959). “A Note on Interest Rates and the Demand for Money,” Review of
Economics and Statistics: 303-307.
Teigen, R. (1964). “Demand and Supply Functions for Money in the United States:
Some Structural Estimates,” Econometrica: 476-509.
Tobin, J. (1958). “Liquidity Preference as Behavior toward Risk, “ Review of Economic
Studies: 65-86.
Yavan, Z. (1992). “Ekonometride Metodoloji ve Para Talebi Üzerine Bir Deneme,”
DPT Uzmanlık Tezleri.
101
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
EK. Modellerin Detaylı Sunumu
Tablo A1. VAR Modelleri
dlcpd
c
s1
s2
s3
pos
pos(-1)
pos(-2)
pos(-3)
pos(-4)
neg
neg(-1)
neg(-2)
neg(-3)
neg(-4)
dly
dly(-1)
dly(-2)
dly(-3)
dly(-4)
dlcpn
dlip
-0.03
-0.10
-0.49**
(-0.19)
(-1.28)
(-3.01)
dlcg
dlig
dlx
-0.12
-0.94*
0.23**
(-0.56)
(-1.95)
(5.31)
dlm
dlp
dlm0
dlm1r
dlr
dlrint
-0.13
0.08
-0.47**
-1.06*
0.26
-0.04
(-0.52)
(1.48)
(-2.45)
(-2.11)
(1.14)
(-0.19)
0.27
0.09
0.42
-0.25
0.56
-0.28**
0.80**
-0.13**
0.42
1.43**
-0.17
-0.33
(1.36)
(0.84)
(1.72)
(-0.88)
(0.92)
(-5.07)
(2.38)
(-3.01)
(1.58)
(2.36)
(-0.56)
(-1.14)
0.24
0.19
1.21**
0.55
1.24
-0.40**
0.46
-0.08*
0.89**
1.68
-0.36
0.00
(0.93)
(1.52)
(4.30)
(1.70)
(1.68)
(-5.45)
(1.00)
(-1.97)
(2.60)
(1.8)
(-0.90)
(0.00)
0.07
0.19
0.71**
0.24
1.09
-0.19**
-0.60
-0.11**
1.08**
0.47
0.04
0.41
(0.30)
(1.62)
(2.43)
(0.69)
(1.41)
(-3.17)
(-1.47)
(-2.55)
(3.92)
(0.6)
(0.10)
(1.27)
-0.35
-0.56*
-1.31
-0.08
1.88
1.60**
-0.26
-0.56
1.48
-3.21
1.37
-0.85
(-0.46)
(-1.94)
(-1.43)
(-0.12)
(1.08)
(3.83)
(-0.26)
(-0.87)
(1.76)
(-1.38)
(1.22)
(-1.02)
-0.47
-0.14
1.38
0.11
0.75
0.32
0.72
-0.96*
1.73*
-1.39
0.30
0.21
(-0.89)
(-0.45)
(1.72)
(0.19)
(0.42)
(0.88)
(0.91)
(-1.78)
(1.96)
(-0.82)
(0.31)
(0.30)
-0.33
0.01
-1.36
-0.17
2.50
0.48
-0.35
-0.72
-2.16**
-4.09**
0.11
0.58
(-0.66)
(0.02)
(-1.50)
(-0.31)
(1.69)
(1.36)
(-0.41)
(-1.35)
(-3.08)
(-2.40)
(0.16)
(0.92)
0.12
-0.50
-2.78**
-0.31
-0.40
-0.11
-1.31
0.56
-1.48*
0.23
-3.09**
-0.34
(0.85)
(-1.58)
(-2.49)
(-0.50)
(-0.21)
(-0.34)
(-1.60)
(0.82)
(-1.9)
(0.12)
(-3.52)
(-0.45)
-0.16
0.17
-1.84*
-0.85
1.68
-1.29**
0.08
0.63
-1.94**
-1.17
-1.09
-0.82
(-0.25)
(0.58)
(-1.86)
(-1.50)
(1.13)
(-4.00)
(0.09)
(1.14)
(-2.39)
(-0.61)
(-1.11)
(-0.95)
-0.99
-0.52
-0.90
1.50
1.78
-0.10
-0.09
-1.14
2.44**
-2.75
1.90
-0.73
(-1.22)
(-1.35)
(-0.63)
(1.69)
(0.66)
(-0.22)
(-0.08)
(-1.15)
(2.36)
(-0.86)
(1.44)
(-0.72)
0.65
-0.19
0.96
0.44
-0.12
-1.28**
0.77
-0.98
3.52**
-0.75
1.70
0.66
(1.27)
(-0.56)
(1.59)
(0.69)
(-0.05)
(-2.74)
(1.00)
(-1.22)
(3.22)
(-0.45)
(1.38)
(0.91)
1.73**
-0.10
-0.91
-0.55
4.36
-1.67**
-0.42
0.50
-1.46
0.49
-1.39
0.64
(3.21)
(-0.33)
(-1.00)
(-0.86)
(1.57)
(-3.91)
(-0.44)
(0.59)
(-1.65)
(0.33)
(-1.41)
(0.90)
1.48**
0.18
-2.48**
-0.28
1.64
0.34
-0.83
0.35
-3.02**
1.14
-4.50**
0.08
(2.33)
(0.60)
(-2.31)
(-0.48)
(1.05)
(1.15)
(-0.87)
(0.41)
(-2.81)
(0.67)
(-4.13)
(0.11)
0.30
0.27
-0.63
-0.11
-0.03
-1.66**
0.26
-0.12
-2.11**
0.42
-0.50
-0.44
(0.51)
(0.91)
(-0.78)
(-0.18)
(-0.01)
(-4.35)
(0.30)
(-0.23)
(-2.63)
(0.22)
(-0.45)
(-0.57)
1.33**
0.45**
1.04**
0.17
1.01
1.94**
-0.65**
-0.36
-0.66
-0.12
(4.80)
(4.00)
(3.49)
(0.78)
(1.17)
(4.76)
(-2.4)
(-0.53)
(-1.82)
(-0.39)
1.79**
0.59**
1.50**
0.35
2.68**
1.24**
0.45
0.72
-0.18
0.22
(3.31)
(4.08)
(3.52)
(1.38)
(3.09)
(2.37)
(1.32)
(0.95)
(-0.50)
(0.59)
1.29*
0.44*
1.68**
0.72**
1.02**
-0.02
0.29
-0.78
-0.52
0.63*
(2.13)
(2.11)
(3.34)
(2.94)
(2.14)
(-0.02)
(1.07)
(-1.08)
(-1.39)
(2.09)
1.22*
0.20
0.69*
-0.22
1.56**
-0.42
0.02
-1.92**
0.53
0.77**
(2.76)
(1.00)
(1.74)
(-0.82)
(2.46)
(-0.74)
(0.10)
(-2.75)
(1.54)
(2.63)
0.12
-0.17
-0.15
-0.05
-0.79
-0.57
-0.35
-0.52
0.14
-0.02
(0.27)
(-1.13)
(-0.45)
(-0.18)
(-1.09)
(-1.04)
(-1.20)
(-0.72)
(0.40)
(-0.06)
dlcpd
dlcpd(-1)
-0.52
(-1.55)
dlcpd(-2)
-0.45*
(-2.26)
dlcpd(-3)
-0.74**
(-3.01)
dlcpd(-4)
-0.04
(-0.13)
102
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A1. VAR Modelleri (devamı)
dlcpd
dlcpn
dlip
dlcg
dlig
dlx
dlm
dlp
dlm0
dlm1r
dlr
dlrint
dlcpn
dlcpn(-1)
-0.84**
(-3.80)
dlcpn(-2)
-0.61*
(-2.09)
dlcpn(-3)
-0.47*
(-1.76)
dlcpn(-4)
0.29
(1.38)
0.35**
dlip
(4.64)
dlip(-1)
dlip(-2)
dlip(-3)
dlip(-4)
-0.49**
-0.04
(-2.80)
(-0.63)
-0.05
-0.16**
(-0.30)
(-2.52)
-0.21
0.35**
(-1.36)
(4.87)
-0.24
0.25**
(-1.51)
(3.78)
dlcg
dlcg(-1)
-0.46**
(-2.39)
dlcg(-2)
-0.32
(-1.59)
dlcg(-3)
-0.49**
(-2.65)
dlcg(-4)
0.03
(0.14)
dlig
dlig(-1)
-0.37
(-1.63)
dlig(-2)
-0.28
(-1.46)
dlig(-3)
-0.45**
(2.22)
dlig(-4)
0.26
(1.51)
dlx
dlx(-1)
-0.65**
dlx(-2)
-0.71**
(-6.35)
(-6.35)
dlx(-3)
-0.21*
(-1.93)
dlx(-4)
0.05
(0.62)
103
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A1. VAR Modelleri (devamı)
dlcpd
dlcpn
dlip
dlcg
dlig
dlx
dlm
dlm
dlp
dlm0
dlm1r
dlr
dlrint
-0.30
(-1.51)
dlm(-1)
-0.17
(-0.86)
dlm(-2)
-0.11
(-0.59)
dlm(-3)
0.00
(0.02)
dlm(-4)
dlp
dlp(-1)
dlp(-2)
dlp(-3)
dlp(-4)
dlpx/p*
-0.00
0.29
1.31*
-0.89**
-0.78**
(-0.00)
(1.12)
(2.01)
(-3.81)
(-2.26)
-0.03
-0.56**
0.05
1.07
0.18
-0.03
(-0.12)
(-2.24)
(0.24)
(1.73)
(0.56)
(-0.12)
0.23
-0.43*
0.74**
0.97
-0.34
0.18
(1.05)
(-2.04)
(2.85)
(1.80)
(-1.36)
(0.79)
-0.39*
0.06
-0.48
-0.27
0.37
-0.13
(-2.00)
(0.29)
(-1.74)
(-0.42)
(1.61)
(-0.47)
-0.21
0.02
-0.24
-0.04
0.50*
0.82**
(-0.86)
(0.08)
(-1.00)
(-0.06)
(1.99)
(2.34)
-1.51**
(-4.58)
dlpx/p*(-1)
0.35
(1.27)
dlpx/p*(-2)
-1.20**
dlpx/p*(-3)
-1.22**
(-4.79)
(-5.39)
dlpx/p*(-4)
-0.12
(-0.45)
dlpm
0.40**
(4.74)
dlpm(-1)
0.31*
(1.88)
dlpm(-2)
0.24*
(1.83)
dlpm(-3)
0.16
(1.19)
dlpm(-4)
-0.05
(-0.34)
dlpm/p
-0.33
(-1.24)
dlpm/p(-1)
-0.05
(-0.17)
dlpm/p(-2)
-0.16
(-0.50)
dlpm/p(-3)
0.10
(0.45)
dlpm/p(-4)
-0.30
(-1.22)
104
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A1. VAR Modelleri (devamı)
dlcpd
dlcpn
dlip
dlcg
dlig
dlx
dlm
dlp
dlm0
dlm1r
dlr
dlrint
dlcu
dlcu(-1)
dlcu(-2)
dlcu(-3)
dlcu(-4)
0.22**
dlw
(2.31)
dlw(-1)
0.13
(1.37)
dlw(-2)
0.31**
dlw(-3)
0.28**
(3.66)
(2.67)
dlw(-4)
0.08
(0.68)
gap
gap(-1)
gap(-2)
gap(-3)
gap(-4)
dly*
-6.91**
(-3.58)
dly*(-1)
0.59
(0.30)
dly*(-2)
12.44**
dly*(-3)
4.73**
(6.29)
(2.23)
dly*(-4)
-1.12
(-0.62)
dlm0
dlm0(-1)
-0.35
(-1.75)
-0.05
dlm0(-2)
(-0.26)
0.53**
dlm0(-3)
(2.87)
dlm0(-4)
-0.15
(-0.91)
105
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A1. VAR Modelleri (devamı)
dlcpd
dlcpn
dlip
dlcg
dlig
dlx
dlm
dlp
dlm0
dlm1r
dlr
dlrint
dlm1r
dlm1r(-1)
-0.63**
(-2.77)
dlm1r(-2)
-0.09
(-0.57)
dlm1r(-3)
0.79**
dlm1r(-4)
0.49**
(4.51)
(2.25)
dlm1r/p
0.04
(0.62)
dlm1r/p(-1)
0.00
(0.02)
dlm1r/p(-2)
0.18**
(3.00)
dlm1r/p(-3)
0.26*
(2.18)
dlm1r/p(-4)
0.09
(1.02)
dlm2y/p
-0.10
(-0.94)
0.05
dlm2y/p(-1)
(0.53)
dlm2y/p(-2)
0.05
(0.59)
dlm2y/p(-3)
0.09
(0.92)
dlm2y/p(-4)
-0.10
(-1.03)
dlr
dlr(-1)
dlr(-2)
dlr(-3)
dlr(-4)
0.11
0.04
-0.19
-0.19
0.78*
0.10
(0.88)
(0.66)
(-1.45)
(-1.09)
(2.20)
(0.48)
0.17
0.05
-0.26**
-0.33*
-0.32
-0.14
-0.31*
(1.36)
(1.09)
(-2.60)
(-2.04)
(-0.79)
(-0.93)
(-1.99)
0.26**
0.02
0.00
0.26**
-0.27
-0.19*
0.42**
(2.62)
(0.44)
(0.01)
(2.34)
(-1.05)
(-1.95)
(3.38)
0.15
0.07*
0.31**
-0.30**
-0.44
0.05
-0.01
(1.29)
(1.83)
(2.39)
(-3.09)
(-1.44)
(0.46)
(-0.09)
0.07
-0.03
-0.27
-0.12
-0.45
-0.27
-0.02
(0.69)
(-0.56)
(-1.37)
(-0.98)
(-1.41)
(-1.49)
(-0.13)
dlrint
dlrint(-1)
0.43**
dlrint(-2)
-0.53**
(2.59)
(-3.52)
dlrint(-3)
0.46**
(2.73)
dlrint(-4)
0.00
106
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A1. VAR Modelleri (devamı)
dlcpd
dlcpn
dlip
dlcg
dlig
dlx
dlm
dlp
dlm0
dlm1r
dlr
dlrint
(0.03)
0.21
dldebt
(1.57)
dldebt(-1)
-0.24
(-1.55)
dldebt(-2)
-0.03
(-0.26)
dldebt(-3)
0.03
(0.23)
-0.18
dldebt(-4)
(-1.40)
dum941
dum943
dum20014
0.02
-0.01
-0.03
-0.04
-0.08
-0.17**
0.00
0.00
-0.08
0.34**
0.06
0.55**
(0.35)
(-0.24)
(-0.73)
(-0.78)
(-0.74)
(-6.82)
(-0.05)
(0.00)
(-1.40)
(2.36)
(0.97)
(7.78)
-0.02
0.09*
0.00
0.09
0.45**
0.04
0.00
-0.05
0.12
0.32
-0.21
-0.23
(-0.19)
(2.26)
(0.04)
(1.33)
(3.17)
(1.40)
(-0.04)
(-0.59)
(1.49)
(1.62)
(-1.58)
(-1.67)
-0.06
-0.01
-0.36**
0.02
0.33**
-0.07
0.07
0.09
-0.79**
-0.27**
-0.26**
(-0.67)
(-0.33)
(-4.39)
(0.25)
(3.83)
(-0.73)
(1.13)
(1.37)
(-3.79)
(-3.64)
(-2.79)
dum20004
-0.22**
0.42**
(-7.11)
(4.61)
0.19**
dum954
(2.76)
dum982
-0.51*
(-1.96)
dumrus
0.19**
(4.61)
dumrepo
0.01
-0.05
(0.97)
(-0.71)
R2
0.98
0.99
0.94
0.99
0.98
0.95
0.91
0.93
0.93
0.9
0.97
0.98
asym
0.31
0.26
0.01
0.90
0.06
0.03
0.64
0.23
0.17
0.16
0.08
0.68
poss
0.33
0.13
0.00
0.37
0.11
0.29
0.6
0.39
0.05
0.04
0.16
0.41
negs
0.03
0.56
0.07
0.41
0.05
0.00
0.86
0.19
0.6
0.7
0.07
0.87
•
•
•
Tablolarda birinci sütun açıklayıcı değişkenleri, diğer sütunlar ise denklemleri
temsil etmektedir.
Tablolarda değişkenlerin başında yer alan “d” harfi, birinci dereceden farkı, “l”
harfi ise logaritmayı temsil etmektedir. Dolayısıyla başında “dl” bulunan
değişkenlerin logaritmalarının birinci dereceden farkı alınmıştır.
Tablonun sonunda yer alan “asym” pozitif ve negatif reel kur şoklarının
denklemlere etkisinin eşit olduğu sıfır hipotezinin (simetri), “poss” pozitif
şokların etkisiz olduğu sıfır hipotezinin, “negs” ise, negatif şokların etkisiz
oldğu sıfır hipotezinin olasılıklarını temsil etmektedir.
107
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A2. İndirgenmiş Modeller
c
s1
s2
s3
dlcpd
dlcpn
dlip
dlig
dlx
dlm
dlm 1r
dlr
dlrint
-0.34**
-0.20**
-0.67**
-0.91**
0.09**
-0.24
(-2.59)
(-3.44)
(-4.01)
(-2.20)
(2.64)
(-1.18)
0.05
0.09*
0.63**
(0.24)
(1.90)
0.50**
0.22**
0.55**
-0.12
-0.17**
0.43
0.55*
0.03
(2.58)
-0.50
(2.82)
(2.54)
(2.27)
(-0.19)
(-3.63)
(1.13)
(1.71)
(0.64)
(-1.65)
0.40
0.27**
1.25**
1.32*
-0.09
0.52
-0.14
0.07*
-1.02**
(1.64)
(2.78)
(4.11)
(1.84)
(-1.61)
(1.59)
(-0.37)
(2.00)
(-2.27)
0.43**
0.37**
0.96**
1.67**
0.06
0.17
-0.34
-0.01
-0.45
(2.56)
(4.85)
(3.74)
(3.80)
(1.23)
(1.21)
(-1.57)
(-0.23)
(-1.32)
-0.00
1.82**
0.65
0.12
-0.75
0.22
(-0.00)
(2.49)
(0.37)
(0.15)
(-0.73)
(0.29)
pos
pos(-1)
pos(-2)
pos(-3)
-0.08
-1.16
2.95
-0.26
-2.71**
-1.03
(-0.31)
(-1.62)
(1.68)
(-0.29)
(-2.64)
(-1.44)
-0.40
-1.42*
-2.23**
-1.98**
(-1.57)
(-1.96)
(-2.47)
(-2.92)
pos(-4)
-1.38*
(-1.92)
neg
neg(-1)
neg(-2)
neg(-3)
0.16
-0.93
-1.19**
2.74**
0.25
(0.32)
(-0.47)
(-2.77)
(2.80)
(0.43)
0.44
4.70**
-1.66**
-0.95
-1.06
(0.80)
(2.44)
(-3.38)
(-1.14)
(-1.63)
1.26**
3.75**
-4.11**
(2.42)
(2.61)
(-4.36)
neg(-4)
dly
dly(-1)
dly(-2)
dly(-3)
0.65**
0.66**
0.90**
2.28**
0.85
0.55
-0.15
(2.39)
(4.62)
(2.61)
(2.98)
(1.47)
(1.12)
(-0.35)
-0.44
0.75**
2.05**
-1.08**
0.12
(-1.64)
(2.17)
(2.78)
(-2.40)
(0.32)
-0.00
0.15
1.89**
(-0.00)
(0.43)
(2.65)
dly(-4)
1.01**
(2.78)
-0.35
0.80**
(-1.02)
(2.15)
dly(-5)
dly(-6)
dlcpd
dlcpd(-1)
0.00
(0.00)
dlcpd(-2)
dlcpd(-3)
dlcpd(-4)
108
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A2. İndirgenmiş Modeller (devamı)
dlcpd
dlcpn
dlip
dlig
dlx
dlm
dlm1r
dlr
dlrint
dlcpn
dlcpn(-1)
-0.77**
dlcpn(-2)
-0.45**
(-5.05)
(-3.01)
dlcpn(-3)
-0.14
(-1.03)
dlcpn(-4)
0.14
(0.95)
dlip
dlip(-1)
-0.05
0.08
(-0.31)
(0.85)
-0.07
dlip(-2)
(-0.81)
0.26**
dlip(-3)
(2.82)
dlip(-4)
dlig
dlig(-1)
-0.54**
dlig(-2)
-0.35**
dlig(-3)
-0.57**
(-3.04)
(-2.03)
(-3.38)
dlig(-4)
0.05
(0.29)
dlx
dlx(-1)
-0.38**
dlx(-2)
-0.35**
(-3.49)
(-3.23)
-0.11
dlx(-3)
(-1.03)
0.10
dlx(-4)
(0.94)
dlm
0.05
dlm(-1)
(0.21)
dlm(-2)
dlm(-3)
dlm(-4)
109
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A2. İndirgenmiş Modeller (devamı)
dlcpd
dlcpn
dlip
dlig
dlx
dlm
dlm1r
dlr
dlrint
0.69**
-0.69**
(2.82)
(-2.43)
dlp
dlp(-1)
dlp(-2)
-0.25
(-0.94)
dlp(-3)
-0.59*
(-1.94)
dlp(-4)
0.41
(1.51)
dlpx/p*
dlpx/p*(-1)
-0.22
(-0.61)
dlpx/p*(-2)
-1.15**
(-3.28)
dlpx/p*(-3)
dlpx/p*(-4)
dlpm/p
dlpm/p(-1)
-0.02
(-0.07)
dlpm/p(-2)
-0.25
(-1.10)
dlpm/p(-3)
0.62
(2.65)
dlpm/p(-4)
0.14
(0.65)
dly*
dly*(-1)
4.19*
(1.88)
dly*(-2)
dly*(-3)
dly*(-4)
110
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A2. İndirgenmiş Modeller (devamı)
dlcpd
dlcpn
dlip
dlig
dlx
dlm
dlm 1r
dlr
dlrint
-0.24*
-0.23**
-0.39**
(-1.98)
(-2.18)
(-2.67)
-0.02
0.48**
(-0.26)
(3.02)
dlm 1r
dlm 1r(-1)
0.05
(0.42)
dlm 1r(-2)
0.05
(0.34)
dlm 1r(-3)
0.58
(4.56)
dlm 1r(-4)
dlm 1r/p
dlm 1r/p(-1)
-0.08
(-1.31)
dlm 1r/p(-2)
0.03
(0.47)
dlm 1r/p(-3)
0.18**
(3.03)
dlm 1r/p(-4)
dlm 2y/p(-4)
dlr
dlr(-1)
dlr(-2)
dlr(-3)
dlr(-4)
0.01
-0.25
(0.14)
(-1.59)
-0.77**
-0.23
(-7.65)
(-1.33)
dlrint
dlrint(-1)
0.01
(0.09)
-0.81**
dlrint(-2)
(-4.61)
dlrint(-3)
0.06
(0.43)
dlrint(-4)
-0.06
(-0.34)
dldebt
dldebt(-1)
-0.37**
dldebt(-2)
-0.29**
(-3.41)
(-2.68)
dldebt(-3)
dldebt(-4)
111
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A2. İndirgenmiş Modeller (devamı)
dlcpd
dum941
dum943
dum20014
dlcpn
dlip
dlig
dlx
dlm
dlm1r
dlr
dlrint
-0.03
0.01
-0.13
-0.19
-0.20**
-0.11
0.42**
0.09
0.56**
(-0.58)
(0.46)
(-1.47)
(-1.11)
(-3.80)
(-1.13)
(3.26)
(1.35)
(7.57)
0.03
0.07**
0.10
0.36*
0.04
0.27**
0.30*
-0.46**
-0.00
(0.49)
(2.05)
(1.03)
(1.69)
(0.74)
(2.12)
(2.01)
(-5.22)
(-0.01)
-0.18
-0.05
-0.19**
0.28
-0.03
-0.06
-0.50
-0.26*
(-2.24)
(-1.35)
(-2.11)
(1.53)
(-0.51)
(-0.60)
(-3.74)
(-1.98)
0.16
dum954
(1.52)
-0.31**
dum2000
(-4.33)
dumrepo
-0.01
0.03
(-0.61)
R
2
(0.73)
0.72
0.99
0.84
0.96
0.93
0.57
0.64
0.87
0.92
asym
0.05
0.31
0.13
0.06
0.00
0.19
0.03
0.05
0.39
poss
-
0.31
0.13
0.22
-
0.19
0.03
0.04
-
negs
0.05
-
-
0.03
0.00
-
-
0.11
0.39
•
•
•
Tablolarda birinci sütun açıklayıcı değişkenleri, diğer sütunlar ise denklemleri
temsil etmektedir.
Tablolarda değişkenlerin başında yer alan “d” harfi, birinci dereceden farkı, “l” harfi
ise logaritmayı temsil etmektedir. Dolayısıyla başında “dl” bulunan değişkenlerin
logaritmalarının birinci dereceden farkı alınmıştır.
Tablonun sonunda yer alan “asym” pozitif ve negatif reel kur şoklarının
denklemlere etkisinin eşit olduğu sıfır hipotezinin (simetri), “poss” pozitif şokların
etkisiz olduğu sıfır hipotezinin, “negs” ise, negatif şokların etkisiz oldğu sıfır
hipotezinin olasılıklarını temsil etmektediretmektedir.
112
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A3. Yapısal Modeller
dlcpd
c
s1
s2
s3
pos
pos(-1)
pos(-2)
pos(-3)
pos(-4)
neg
neg(-1)
neg(-2)
neg(-3)
neg(-4)
dly
dly(-1)
dly(-4)
dlip
dlcg
dlig
dlx
dlm
dlp
dlm0
dlm1r
dlr
dlrint
0.08
-0.14*
-0.63**
-0.14
-0.89**
0.07*
0.10
0.11**
-0.42**
0.22
0.33
(0.75)
(-1.95)
(-2.78)
(-1.01)
(-2.32)
(1.80)
(0.58)
(3.22)
(-3.41)
(1.03)
(1.59)
(3.40)
0.23*
0.12
0.73**
-0.26
0.35
-0.21**
0.58**
-0.15**
0.47**
0.20
-0.70**
-0.43**
0.32**
(-2.91)
(2.04)
(1.18)
(2.56)
(-1.12)
(0.53)
(-5.09)
(2.21)
(-5.61)
(2.98)
(1.34)
(-2.38)
-0.21
0.29**
1.33**
0.50**
1.62**
-0.08
-0.01
-0.08**
0.79**
-0.24
-0.72*
-0.42*
(-1.26)
(2.53)
(3.33)
(2.40)
(2.83)
(-1.66)
(-0.05)
(-3.14)
(4.50)
(-0.65)
(-1.79)
(-1.85)
-0.24
0.21**
0.71**
0.40**
0.85**
0.14**
-0.86**
-0.09**
0.77**
-0.14
0.01
0.11
(-1.69)
(2.09)
(2.17)
(2.70)
(2.17)
(2.92)
(-4.24)
(-3.37)
(4.87)
(-0.32)
(0.04)
(0.93)
-0.12
-0.20
-0.44
-0.30
1.23
1.08*
0.10
-0.54
0.27
-1.71
0.54
0.15
(-0.30)
(-0.73)
(-0.46)
(-0.53)
(0.60)
(1.84)
(0.14)
(-1.17)
(0.44)
(-1.10)
(0.51)
(0.19)
-0.72*
0.00
1.03
-0.04
2.02
-0.17
0.88
-0.68
-0.09
-0.83
-0.97
-0.57
(-1.82)
(0.01)
(1.19)
(-0.07)
(1.05)
(-0.34)
(1.26)
(-1.64)
(-0.17)
(-0.60)
(-1.04)
(-0.84)
0.01
-0.05
-1.18
-0.11
1.74
-0.17
-0.66
-0.53
-0.23
-2.23
0.38
0.42
(0.03)
(-0.18)
(-1.43)
(-0.22)
(0.96)
(-0.32)
(-1.07)
(-1.25)
(-0.43)
(-1.53)
(0.47)
(0.64)
0.30
-0.53*
-2.39**
-0.21
-0.15
-0.36
-1.65**
0.69
-0.77
0.07
-0.67
0.61
(0.75)
(-1.89)
(-2.48)
(-0.41)
(-0.08)
(-0.60)
(-2.20)
(1.61)
(-1.26)
(0.05)
(-0.72)
(0.86)
0.77*
0.03
-1.57*
-0.83
1.72
-0.83
0.07
0.24
-0.49
-0.33
-0.77
0.71
(1.99)
(0.10)
(-1.89)
(-1.66)
(0.94)
(-1.49)
(0.11)
(0.60)
(-0.95)
(-0.23)
(-0.82)
(1.08)
-1.30**
-0.20
0.51
1.16
2.27
0.11
0.35
-1.16*
0.48
-2.46
0.06
1.08
(-2.29)
(-0.56)
(0.39)
(1.54)
(0.87)
(0.14)
(0.36)
(-1.77)
(0.60)
(-1.16)
(0.04)
(1.08)
0.37
0.02
0.91
0.29
0.15
-0.71
0.38
-0.31
0.58
0.35
0.24
-0.71
(0.94)
(0.07)
(0.96)
(0.53)
(0.07)
(-1.41)
(0.60)
(-0.55)
(1.07)
(0.25)
(0.19)
(-1.10)
0.89**
-0.02
-0.70
-0.41
3.35
-1.12*
-0.6
0.57
0.88
0.22
-0.15
-0.97
(2.18)
(-0.05)
(-0.74)
(-0.74)
(1.54)
(-1.92)
(-0.87)
(0.88)
(1.47)
(0.14)
(-0.18)
(-1.31)
0.43
-0.10
-1.95**
-0.11
1.11
0.51
-0.73
-0.02
-1.15*
0.72
-1.59
1.09
(1.02)
(-0.33)
(-2.13)
(-0.21)
(0.59)
(1.06)
(-1.07)
(-0.04)
(-1.88)
(-0.50)
(-1.71)
(1.53)
0.28
0.10
-0.68
0.05
0.71
-1.10**
0.60
-0.13
-0.95*
-0.42
-0.01
0.31
(0.68)
(0.33)
(-0.78)
(0.09)
(-0.40)
(-2.06)
(0.99)
(-0.34)
(-1.93)
(-0.28)
(-0.01)
(0.46)
1.43**
0.29**
1.12**
1.80**
-0.84**
-0.89**
(8.74)
(3.04)
(3.54)
(6.82)
(-3.68)
(-2.66)
0.81**
0.57**
1.33**
0.40*
1.76**
1.14**
0.60**
-0.51
(5.20)
(4.92)
(3.52)
(1.72)
(2.40)
(2.92)
(2.52)
(-1.32)
0.28**
0.88**
0.74**
0.92
-0.99*
0.31
(2.05)
(2.37)
(3.71)
(1.23)
(-1.70)
(1.10)
dly(-2)
dly(-3)
dlcpn
0.63**
0.05
0.84**
0.80**
(3.64)
(0.14)
(2.47)
(2.56)
-0.61**
-0.83**
-0.37
0.64
(-3.42)
(-2.61)
(-0.67)
(1.72)
dlcpd
dlcpd(-1)
dlcpd(-2)
-0.24**
dlcpd(-3)
-0.39**
(-2.48)
(-3.39)
dlcpd(-4)
0.52**
(4.83)
113
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A3. Yapısal Modeller (devamı)
dlcpd
dlcpn
dlip
dlcg
dlig
dlx
dlm
dlp
dlm0
dlm1r
dlr
dlrint
dlcpn
dlcpn(-1)
-0.76**
dlcpn(-2)
-0.40**
dlcpn(-3)
-0.30**
(-4.66)
(-2.40)
(-2.32)
dlcpn(-4)
0.21*
(1.69)
dlip
dlip(-1)
-0.32*
(-1.92)
dlip(-2)
dlip(-3)
0.39**
(3.84)
dlip(-4)
dlcg
dlcg(-1)
-0.54**
dlcg(-2)
-0.34**
(-4.34)
(-2.41)
dlcg(-3)
-0.56
(-4.08)
dlcg(-4)
dlig
dlig(-1)
-0.52**
dlig(-2)
-0.42**
(-3.64)
(-2.76)
dlig(-3)
-0.54
(-3.69)
dlig(-4)
dlx
dlx(-1)
-0.23*
(-1.85)
dlx(-2)
-0.29**
(-2.47)
dlx(-3)
dlx(-4)
0.05
(0.45)
114
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A3. Yapısal Modeller (devamı)
dlcpd
dlcpn
dlip
dlcg
dlig
dlx
dlm
dlp
dlm0
dlm1r
dlr
dlrint
dlm
dlm(-1)
-0.22
(-1.49)
dlm(-2)
dlm(-3)
-0.23**
(-2.18)
dlm(-4)
dlp
-1.07** -0.34*
(-4.26) (-1.81)
dlp(-1)
-0.27**
-0.46**
0.42**
-0.33**
(-3.38)
(-3.30)
(3.15)
(-2.30)
dlp(-2)
0.31**
-0.32**
0.26*
(3.41)
(-2.34)
(1.80)
dlp(-3)
-0.37**
dlp(-4)
0.49** -0.67**
(-3.98)
(2.32)
0.23**
0.86**
(3.55)
(3.34)
(2.78)
dlpx/p*
dlpx/p*(-1)
dlpx/p*(-2)
-1.47**
(-4.42)
dlpx/p*(-3)
dlpx/p*(-4)
0.57
(1.32)
dlpm
0.38**
dlpm(-1)
0.23**
dlpm(-2)
0.21**
dlpm(-3)
0.15**
(6.08)
(2.41)
(2.34)
(2.43)
dlpm(-4)
dlpm/p
-0.34**
(-2.17)
dlpm/p(-1)
dlpm/p(-2)
dlpm/p(-3)
dlpm/p(-4)
115
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A3. Yapısal Modeller (devamı)
dlcpd
dlcpn
dlip
dlcg
dlig
dlx
dlm
dlp
dlm0
dlm1r
dlr
dlrint
dlcu
dlcu(-1)
dlcu(-2)
dlcu(-3)
dlcu(-4)
0.24**
dlw
(3.55)
dlw(-1)
dlw(-2)
0.27**
dlw(-3)
0.23**
(4.32)
(3.52)
dlw(-4)
gap
gap(-1)
gap(-2)
gap(-3)
gap(-4)
dly*
dly*(-1)
dly*(-2)
7.75**
(2.62)
dly*(-3)
-2.47
(-0.88)
dly*(-4)
dlm0
dlm0(-1)
-0.11
dlm0(-2)
(-0.74)
dlm0(-3)
dlm0(-4)
116
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A3. Yapısal Modeller (devamı)
dlcpd
dlcpn
dlip
dlcg
dlig
dlx
dlm
dlp
dlm0
dlm1r
dlr
dlrint
dlm1r
dlm1r(-1)
dlm1r(-2)
dlm1r(-3)
0.59**
(4.20)
dlm1r(-4)
dlm1r/p
0.09**
(2.66)
dlm1r/p(-1)
dlm1r/p(-2)
0.19**
(4.44)
dlm1r/p(-3)
dlm1r/p(-4)
-0.08**
(-2.10)
dlr
-0.25**
0.35**
(-3.24)
dlr(-1)
(2.75)
-0.19
(-1.33)
dlr(-2)
0.49**
(4.44)
dlr(-3)
-0.18**
-0.35**
(-2.34)
dlr(-4)
(-2.70)
-0.17
(-0.99)
dlrint
dlrint(-1)
dlrint(-2)
-0.74**
(-8.03)
dlrint(-3)
0.19**
(2.21)
dlrint(-4)
117
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf
Döviz Kuru Dalgalanmalarının Asimetrik Etkileri: Türkiye Örneği
Tablo A3. Yapısal Modeller (devamı)
dlcpd
dlcpn
dlip
dlcg
dlig
dlx
dlm
dlp
dlm0
dlm1r
dlr
dlrint
0.29*
dldebt
(2.03)
dldebt(-1)
-0.18
(-1.35)
dldebt(-2)
dldebt(-3)
dldebt(-4)
dum941
dum943
-0.06
-0.08
-0.20**
0.38**
0.12
0.53**
(1.19)
(-0.43)
(-3.71)
(2.62)
(1.56)
(7.66)
0.22
-0.26**
(-2.45)
0.07**
0.08
0.10
0.09
(2.45)
(0.87)
(1.57)
dum20014
(1.53)
(0.16)
-0.14
0.08
-0.57**
(-1.56)
(1.10)
(-3.75)
-0.23**
(-2.26)
R2
0.94
0.99
0.88
0.99
0.96
0.95
0.84
0.9
0.75
0.65
0.87
0.95
asym
0.54
0.38
0.06
0.81
0.07
0.22
0.64
0.24
0.52
0.18
0.36
0.42
poss
0.79
0.23
0.02
0.23
0.15
0.75
0.43
0.39
0.32
0.15
0.44
0.39
negs
0.37
0.72
0.28
0.37
0.05
0.04
0.99
0.23
0.89
0.33
0.38
0.56
•
•
•
Tablolarda birinci sütun açıklayıcı değişkenleri, diğer sütunlar ise denklemleri
temsil etmektedir.
Tablolarda değişkenlerin başında yer alan “d” harfi, birinci dereceden farkı, “l” harfi
ise logaritmayı temsil etmektedir. Dolayısıyla başında “dl” bulunan değişkenlerin
logaritmalarının birinci dereceden farkı alınmıştır.
Tablonun sonunda yer alan “asym” pozitif ve negatif reel kur şoklarının
denklemlere etkisinin eşit olduğu sıfır hipotezinin (simetri), “poss” pozitif şokların
etkisiz olduğu sıfır hipotezinin, “negs” ise, negatif şokların etkisiz oldğu sıfır
hipotezinin olasılıklarını temsil etmektedir
118
http://ekutup.dpt.gov.tr/para/dincernn/dovizkur..pdf